Nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi tiêu dùng các sản phẩm rau bán online của người tiêu dùng tại thành phố Cần Thơ
Chuyên mục: Quản trị - Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 17 (2021)
NGHIÊN CỨU CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HÀNH VI TIÊU DÙNG CÁC SẢN PHẨM
RAU BÁN ONLINE CỦA NGƯỜI TIÊU DÙNG TẠI THÀNH PHỐ CẦN THƠ
Nguyễn Thuỳ Trang1, Võ Hồng Tú2,
Lê Thanh Sơn3, Nguyễn Huỳnh Mỹ Bình4
Tóm tắt
Nghiên cứu này sử dụng lý thuyết hành vi hoạch định (TPB) và đánh giá ngẫu nhiên (CVM) để tìm hiểu
các yếu tố hưởng đến thị hiếu tiêu dùng cũng như sự sẳn lòng chi trả cho mặt hàng rau bán online có
nguồn gốc rõ ràng và tiện lợi. Kết quả nghiên cứu cho thấy, các yếu tố như tiết kiệm thời gian, nguồn gốc
rõ ràng, thiện chí của người bán, bao bì bảo vệ môi trường, giao đúng sản phẩm có ảnh hưởng đến quyết
định mua các mặt hàng rau online. Bên cạnh đó người tiêu dùng sẳn sàng chi trả cao hơn 6.173 đồng/kg,
khoảng 61% cao hơn so với giá bán các loại sản phẩm rau cùng loại bằng kênh truyền thống. Dựa trên
kết quả CVM, nghiên cứu cho thấy có 4 yếu tố ảnh hưởng đến thị hiếu người tiêu dùng là giá, tuổi, tiết
kiệm thời gian và nguồn gốc.
Từ khóa: Rau bán online; đánh giá ngẫu nhiên, lý thuyết hành vi tiêu dùng hoạch định.
FACTORS AFFECTING CONSUMER BEHAVIOR TOWARDS
ONLINE VEGETABLES IN CAN THO CITY
Abstract
This study employed the theory of planned behavior (TPB) and contingent valuation method (CVM) to
investigate factors affecting consumers’ preferences as well as their willingness to pay for online
vegetables with traceability and convenience. The research results show that factors such as time saving,
tracebility, goodwill of the seller, environmentally friendly packaging, and on-time delivery affect the
decision to buy online vegetables. In addition, the studied consumers are willing to pay a premium of
6,173 VND/ kilogam, which is about 61% higher as compared to the selling price of the same vegetables
in the traditional channels. Based on CVM, there are 4 factors that affect the consumers’ preferences:
price, age, saving time and tracebility.
Key words: Online vegetables; contingent valuation method; theory of planned behavior.
JEL classification: D11, D12, Q41
trường thương mại điện tử phát triển nhanh chóng
(DAMMIO, 2018). Theo E-conomy SEA (2019),
thị trường thương mại điện tử Việt Nam đầu năm
2020 đạt 5 tỷ USD, tốc độ tăng trưởng lên tới 81%,
số người tham gia mua sắm trực tuyến trên nền
tảng thương mại điện tử tăng vọt, mô hình bán lẻ
trực tuyến năm 2019 tại Việt Nam có tốc độ tăng
trưởng đáng kể, tăng 11,8% so với năm 2018. Sự
phát triển công nghệ vượt bậc thì các trang thương
mại điện tử (Shopee, Sendo, Tiki, Lazada,...), dịch
vụ giao hàng (Now, GrabFood,..), ứng dụng thanh
toán chi phí (SamsungPay,..) đã xuất hiện để đáp
ứng nhu cầu và mang lại lợi ích không nhỏ cho
người tiêu dùng. Bên cạnh những ứng dụng phổ
biến trên có thể cung cấp những sản phẩm và dịch
vụ thì cũng có những mô hình kinh doanh các sản
phẩm rau tươi, sống trên các trang web hay ứng
dụng. Tuy nhiên mô hình này chưa thể phát triển
mạnh và người tiêu dùng chưa thể mua được
những mặt hàng như mong muốn do: (1) bản chất
đây không phải là hình thức mua trực tiếp nên
người tiêu dùng không đánh giá được chất lượng
1. Giới thiệu
Rau là thực phẩm chứa nhiều chất dinh dưỡng
và chất sơ tốt cho sức khoẻ và không thể thiếu trong
các bửa ăn hàng ngày (Nguyễn Văn Thuận & Võ
Thành Danh, 2011; Phùng Chúc Phong, 2018;
Bazzano, Serdula & Liu, 2003; Tohill et al., 2005;
Bazzano et al., 2005). Theo khuyến cáo về dinh
dưỡng của tổ chức WHO, lượng rau xanh cần cho
người Việt Nam từ 300g – 350g/người/ngày và từ
110 – 128 kg/người/năm để đảm bảo cung cấp đầy
đủ dưỡng chất. Năm 2017, sản lượng rau xanh các
loại ở Thành phố Cần Thơ (TPCT) đạt 136.024 tấn,
trong đó lượng rau có chất lượng, nguồn gốc rõ
ràng còn khá hạn chế (Cục thống kê thành phố Cần
Thơ, 2018). Vì vậy, Thành phố đã nhập một số mặt
hàng rau quả từ các địa phương khác như An
Giang, Lâm Đồng, Vĩnh Long ...
Công nghệ ngày càng đóng vai trò rất quan
trọng trong cuộc sống từ công việc đến sinh hoạt
hàng ngày. Với tổng dân số 96,5 triệu người, trong
đó người dân thành thị chiếm khoảng 35%
(khoảng 33,8 triệu dân) và lượng người sử dụng
Internet của Việt Nam năm 2018 đạt 64 triệu,
chiếm khoảng 67% dân số đã góp phần cho thị
37
Chuyên mục: Quản trị - Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 17 (2021)
cũng như độ tươi ngon của sản phẩm; (2) khách
hàng không kiểm tra được nguồn gốc, xuất xứ sản
phẩm; (3) Do rau là mặt hàng dễ hư hỏng nên
người tiêu dùng có thể gặp rủi ro về thời gian giao
hàng chậm sẽ dẫn đến sản phẩm hỏng. Mặc dù
vậy, với cuộc sống ngày càng bận rộn, người tiêu
dùng có khuynh hướng mua sắm online để thuận
tiện cho việc chăm sóc gia đình và cân bằng giữa
việc nhà và công việc cơ quan.
sản phẩm, dịch vụ đó, tại sao họ mua nhãn hiệu
đó, họ mua như thế nào, mua ở đâu, khi nào mua
và mức độ mua ra sao để xây dựng chiến lược
Marketing thúc đẩy người tiêu dùng lựa chọn sản
phẩm, dịch vụ của mình.
Theo Lamb, Hair & McDaniel (2015), hành
vi của người tiêu dùng là một quá trình mô tả cách
thức mà người tiêu dùng ra quyết định lựa chọn và
loại bỏ một số sản phẩm hay dịch vụ.
Từ thực tiễn trên, việc nghiên cứu về nhận
thức và các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi tiêu
dùng các mặt hàng sản phẩm rau bán online của
người tiêu dùng tại thành phố Cần Thơ là rất cần
thiết nhằm: một là, tìm hiểu nhận thức của người
tiêu dùng về sản phẩm rau bán online; hai là, phân
tích thị hiếu và sự sẳn lòng chi trả cho các mặt hàng
rau bán online có nguồn gốc, xuất sứ rõ ràng; ba là,
đề xuất giải pháp giúp phát triển mô hình nhằm
giúp ích cho cả người tiêu dùng và nhà sản xuất.
2. Tổng quan tài liệu
2.1. Cơ sở lý thuyết về các yếu tố ảnh hưởng tới
hành vi người tiêu dùng
2.1.1 Mua sắm trực tuyến (online) và lý thuyết về
hành vi hoạch định
Hành vi mua sắm trực tuyến (còn được gọi là
hành vi mua hàng qua mạng, hành vi mua sắm qua
Internet) là quá trình mua sản phẩm dịch vụ qua
Internet (Li & Zang, 2002).
Nhiều nhà nghiên cứu trên thế giới đã sử
dụng thuyết hành vi hoạch định (TPB) được phát
triển từ lý thuyết hành vi hợp lý (TRA) của
Fishbein (1967) để nghiên cứu hành vi của người
tiêu dùng. Theo thuyết hành vi hoạch định của
Ajzen (1991) được phát triển từ Ajzen & Fishbein
(1975) thì ý định thực hiện hành vi sẽ chịu ảnh
hưởng bởi ba nhân tố như thái độ đối với hành vi,
tiêu chuẩn chủ quan và nhận thức về kiểm soát
hành vi. Chuẩn chủ quan là sự thúc đẩy theo ý
muốn của những người ảnh hưởng. Nhận thức
kiểm soát hành vi đề cập đến khả năng một cá
nhân thực hiện một hành vi nhất định.
2.1.2. Khái niệm hành vi và nhận thức của người
tiêu dùng
Theo Kotler & Armstrong (2001), nghiên
cứu hành vi người tiêu dùng với mục đích nhận
biết nhu cầu, sở thích, thói quen của họ. Cụ thể là
xem người tiêu dùng muốn mua gì, sao họ lại mua
Theo Kotler & Armstrong (2001), nhận thức
là tiến trình từ đó người ta chọn lọc, tổ chức và lý
giải thông tin để hình thành một bức tranh có ý
nghĩa về thế giới. Người ta có thể hình thành
những nhận thức khác nhau trước những kích tác
giống nhau do 03 tiến trình thuộc về nhận thức:
sàng lọc, chỉnh đốn và khắc họa.
Từ hành vi mua sắm có hoạch định, người tiêu
dùng sẽ sẳn lòng chi trả cho sản phẩm có thuộc tính
thoã mãn kết quả mong đợi của khách hàng. Những
kết quả này thuộc 3 nhóm yếu tố như: nhóm tiêu
chuẩn chủ quan (khuyến mãi, số lượng người tiêu
dùng, hôn nhân, phiền hà …); nhóm thái độ đối với
hành vi (tuổi, nguồn gốc xuất xứ, trình độ của
người tiêu dùng…); và nhóm nhận thức kiểm soát
hành vi (thu nhập của người tiêu dùng).
2.2 Các nghiên cứu có liên quan
Nghiên cứu về tác động của nhận thức đến ý
định và hành vi mua của người tiêu dùng đã được
nhiều nhà nghiên cứu thực hiện với nhiều lý
thuyết khác nhau được ứng dụng, trong đó có 2 lý
thuyết được sử dụng phổ biến là lý thuyết động cơ
bảo vệ (PMT-Protection Motivation Theory) và lý
thuyết hành vi hoạch định (TPB – theory of
planned bahabior). Lý thuyết động cơ bảo vệ
(PMT) được phát triển bởi tác giả Rogers (1975)
và đến năm 1983, tác giả đã mở rộng lý thuyết ra
lĩnh vực truyền thông ảnh hưởng lên hành vi và
được sử dụng trong 2 dạng: (1) Dùng như một
khung lý thuyết để đánh giá và phát triển thông tin
liên lạc; (2) để tiên đoán hành vi sức khoẻ. Lý
thuyết PMT đã được áp dụng thành công trong
hoạt động nâng cao sức khỏe và nâng cao lối sống
lành mạnh (Floyd, Prentice- Dunn, & Rogers,
2000; Cox, Koster, & Russell, 2004; Oak-Hee
Park et al., 2011).
Lý thuyết về hành vi hoạch định được phát
triển từ lý thuyết hành vi hợp lý nhằm khắc phục
38
Chuyên mục: Quản trị - Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 17 (2021)
sự hạn chế của lí thuyết trước về hành vi của con
người là hoàn toàn do kiểm soát lý trí (Ajzen &
Fishbein, 1975). Lý thuyết này cho rằng khi một
người có thái độ tích cực về một hành vi và những
người quan trọng của họ cũng mong đợi họ thực
hiện hành vi thì kết quả là họ có mức độ ý định
hành vi cao hơn, điều này đã được chứng minh
trong nhiều nghiên cứu. Đã có nhiều công trình
nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng đến ý định
và hành vi của người tiêu dùng ở Ấn Độ,
Malaysia, Bangladesh, Mông Cổ và một số lĩnh
vực khác (Salehi, 2012; Mohammed, 2012; Hsu
& Bayarsaikhan, 2012; Mihra, 1970; Johnston &
White, 2003, McMillan & Conner, 2003;
Armitage et al., 1999; Terry & Hogg, 1996;
Norman & Conner, 1993, Abraham et al., 1999;
Lee & Hoang Thi Bich Ngoc, 2010; Nguyễn Thị
Bảo Châu & Lê Nguyễn Xuân Đào, 2014; Hà
Ngọc Thắng & Nguyễn Thành Độ, 2016).
Theo Cumming et al. (1980) cho rằng lý
thuyết PMT tập trung trên đo lường nguy cơ, nhận
thức sự nhạy cảm, mức độ nghiêm trọng, trong khi
đó các nhà nghiên cứu như Rosenstock et al.
(1988), Weinstein (1993), Conner et al. (1994),
Pligt (1994) đều cho rằng lý thuyết TPB tập trung
trên niềm tin hành vi. Vì vậy, khi nghiên cứu về
hành vi mua sắm trực tuyến, các tác giả thường sử
dụng lý thuyết hành vi hoạch định do các ưu điểm
của nó phù hợp hơn lý thuyết bảo vệ động cơ.
Nghiên cứu về thái độ đối với hành vi mua
sắm trực tuyến được thực hiện nhiều ở ngoài nước
(Koufaris & Hampton-Sosa, 2002a; Koufaris &
Hampton-Sosa, 2002b, Koufaris, 2002; Pavlou,
2003; Nagra & Gopal, 2013),... Các nghiên cứu về
hành vi mua sắm trực tuyến tại Việt Nam còn rất
hạn chế do đây là một hiện tượng xã hội khá phức
tạp về kỹ thuật, hành vi và tâm lý (Ngo Tan Vu
Khanh & Gwangyong, 2014). Hầu như các nghiên
cứu về thị trường thương mại điện tử chỉ dừng lại
ở mức mô tả.
đúng, dễ dàng liên hệ người bán và giá cả phù hợp.
Đối với các nghiên cứu về sự sẵn lòng chi trả
của người tiêu dùng, các lý thuyết cơ bản của cách
tiếp cận phương pháp CVM được đề xuất bởi
Hanemann & Kanninen (1998) thường được áp
dụng. Phương pháp này yêu cầu trả lời câu hỏi
khép kín, cụ thể là liệu đáp viên có chấp nhận trả
một số tiền nhất định để có được một sự thay đổi
nhất định cho hiện trạng của họ. Cách tiếp cận này
được sử dụng khá rộng rãi trong nghiên cứu thị
trường mặc dù cũng có một số nhược điểm nhất
định (Gil et al., 2000; Govindasamy et al., 2006;
Hai et al., 2013; Khai, 2015; Khai & Yabe, 2015;
Tsakiridou et al., 2006).
Theo Aprile et al.(2015), các thuộc tính sản
phẩm có ảnh hưởng đến hành vi và sự lựa chọn
hay thị hiếu của người tiêu dùng gồm: giá (price),
mùi vị (taste), tính thiên nhiên (naturalness), giá
trị dinh dưỡng (nutritional value), sự thuận tiện
(convenience), sản xuất thân thiện với môi trường
(Environmentally friendly production), bao bì
(packing), nhãn mác (label), phương pháp sản
xuất truyền thống (traditional production), nguồn
gốc (origin), sự an toàn (safety) và chế độ đãi ngộ
lao động (fair treatment of labor).
Từ kết quả lược khảo, mặc dù có nhiều
phương pháp và cách tiếp cận khác nhau như sử
dụng mô hình cấu trúc tuyến tính (SEM), phân
tích nhân tố khám phá,… để phân tích các yếu tố
ảnh hưởng đến quyết định mua sắm trực tuyến.
Tuy nhiên, trong phạm vi của nghiên cứu này, bài
viết sử dụng phương pháp CVM để thực hiện phân
tích các yếu tố ảnh hưởng đến sự sẵn lòng chi trả
của người tiêu dùng đối với sản phẩm rau bán
online. Trong đó, các yếu tố ảnh hưởng được tham
khảo từ các mô hình lý thuyết hành vi hoạch định,
mô hình chấp nhận kỹ thuật mới và các nghiên cứu
có liên quan về lĩnh vực mua sắm trực tuyến.
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Khung phân tích
Theo Sudiyarto & Widayanti (2021), người
tiêu dùng tại Surabaya khá hài lòng với hình thức
mua rau trực tuyến, cụ thể mức độ hài lòng theo
chỉ số CSI đạt 74.68%. Nghiên cứu cũng tiến hành
đề xuất một số giải pháp để nâng cao mức độ hài
lòng của người tiêu dùng đối với mua rau trực
tuyến gồm sự an toàn trong giao dịch, giao hành
Từ những tổng hợp về các nghiên cứu có liên
quan tới hành vi người tiêu dùng onlie như đã trìn
bày ở phần trên, trong nghiên cứu này tác giả lựa
chọn theo thuyết hành vi hoạch định của Ajzen
(1991) được phát triển từ Ajzen & Fishbein (1975)
thì ý định thực hiện hành vi sẽ chịu ảnh hưởng bởi
ba nhân tố như thái độ đối với hành vi, tiêu chuẩn
39
Chuyên mục: Quản trị - Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 17 (2021)
chủ quan và nhận thức về kiểm soát hành vi.
Chuẩn chủ quan là sự thúc đẩy theo ý muốn của
những người ảnh hưởng. Nhận thức kiểm soát
hành vi đề cập đến khả năng một cá nhân thực hiện
một hành vi nhất định.
Thái độ đối
với hành vi
Tiêu
chuẩn chủ
quan
Ý định
hành vi
Hành vi
Nhận thức kiểm
soát hành vi
Hình 1. Mô hình lí thuyết hành vi có kế hoạch (TPB)
Nguồn: Ajzen, 1991
bid so với mức giá ban đầu (10.000 đồng) được
đưa ra để nghiên cứu, lần lượt là:
- Tăng 30% so với giá truyền thống tương
ứng với số tiền 13.000 đồng/kg;
- Tăng 40% so với giá truyền thống tương
ứng với số tiền 14.000 đồng/kg;
- Tăng 50% so với giá truyền thống tương
ứng với số tiền 15.000 đồng/kg;
- Tăng 60% so với giá truyền thống tương
ứng với số tiền 16.000 đồng/kg.
Một trong năm mức giá trên được chọn ngẫu
nhiên để tìm hiểu sự sẵn lòng chi trả của người
được phỏng vấn.
3.2. Phương pháp thu thập số liệu
Cần Thơ là thành phố trực thuộc trung ương
với tổng dân số khoảng 1,2 triệu người, trong đó
người dân thành thị chiếm khoảng 69,66% hay
khoảng 860 ngàn người. Thành phố Cần Thơ gồm
5 quận và 4 huyện. Trong tổng số 5 quận, nghiên
cứu chọn ra hai quận là Ninh Kiều và Cái Răng để
thực hiện nghiên cứu. Bài báo sử dụng phương
pháp chọn mẫu thuận tiện để phỏng vấn 116 người
tiêu dùng tại thành phố Cần Thơ. Tổng thể nghiên
cứu của đề tài là những cá nhân trên 18 tuổi, đa
dạng ngành nghề cũng như mức độ hiểu biết về
hình thức mua bán rau online. Điều tra viên thực
hiện phỏng vấn trực tiếp tại chợ, siêu thị, các hệ
thống bán lẻ như VinMart+,...
Để xác định mức sẵn lòng chi trả (WTP) cho
rau bán online, một kịch bản được xây dựng như
sau: “Giả sử, nhờ vào sự phát triển công nghệ vượt
bậc như hiện nay thì các ứng dụng, website bán
nông sản, rau quả online cũng được cải tiến và
dịch vụ tốt hơn trước như có nguồn gốc, thông tin
rõ ràng, chất lượng được kiểm chứng, tiết kiệm
được thời gian di chuyển, dịch vụ giao hàng tận
nơi. Bù lại giá bán có thể sẽ cao hơn so với trung
bình các mặt hàng được kinh doanh theo kiểu
truyền thống (chợ, siêu thị,…)”.
3.3 Phương pháp phân tích
Để ước lượng mức sẵn lòng chi trả của người
tiêu dùng đối với sản phẩm rau bán online, nghiên
cứu sử dụng phương pháp CVM. Theo
Govindasamy, DeCongelio, & Bhuyan (2006);
Hai, Moritaka, & Fukuda (2013); Khai (2015);
Khai & Yabe (2015); Lopez-Feldman (2012);
Tran, Nomura, & Yabe (2015), hàm hữu dụng của
người tiêu dùng được mô tả bằng hàm tuyến tính
sau: Ui (ZiUi) = Ziβ + εi
Trong đó, 훽 là các tham số cần ước lượng và
εi là sai số của phương trình, i là các biến độc lập
có ảnh hưởng đến sự sẵn lòng chi trả của người
tiêu dùng. Trong nghiên cứu này, các biến độc lộc
được xem xét và đưa vào mô hình đại diện cho ba
nhóm yếu tố về hành vi, tiêu chuẩn chủ quan và
nhận thức về kiểm soát hành vi. Cụ thể các biến
giải thích được sử dụng trong mô hình được trình
bày ở Bảng 1 như sau:
Kịch bản này được giới thiệu và giải thích với
người được phỏng vấn trước khi đưa ra các mức
giá để tìm hiểu về sự sẵn lòng chi trả. Giả sử,
người tiêu dùng đang tiêu dùng rau bán theo hình
thức truyền thống với mức giá trung bình là
10.000 đồng/kg, người tiêu dùng có sẵn sàng chi
trả thêm để mua rau online không? Có 4 mức giá
40
Chuyên mục: Quản trị - Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 17 (2021)
Bảng 1: Các biến giải thích trong mô hình hồi quy nhị phân
Nhóm
Tên biến
Giải thích biến
Kỳ vọng
Nguồn
Biến phụ thuộc
Y
Sự sẵn lòng chi trả
(1= Đồng ý; 0= không đồng ý)
Tuổi của người được phỏng vấn
Tuổi
Aprile et al.(2015); Khai, 2015; Khai
& Yabe, 2015; Kotler & Armstrong
(2001)
-
Trình độ Số năm đi học của người được hỏi
học vấn
Khai, 2015; Khai & Yabe, 2015;
Kotler & Armstrong (2001); Huỳnh
Việt Khải và Hoàng Mai Phương
(2020); Khai et al. (2018)
Đây là một yếu tố khá mới được quan
tâm trong thời gian gần đây và cần
được xem xét trong mô hình phân tích.
Khai, 2015; Khai & Yabe, 2015;
Kotler & Armstrong (2001); Huỳnh
Việt Khải và Hoàng Mai Phương
(2020); Khai et al. (2018)
+
+
Nhóm thái độ
đối với hành vi
Nguồn gốc Có quan tâm đến nguồn gốc sản
phẩm hay không của người được
hỏi: (1= Có; 0= Không có)
Thu nhập
Thu nhập của người được phỏng
vấn
+
-
Nhóm
nhận
thức kiểm soát
hành vi
Mức
bid
Phiền hà
giá Các mức giá trị bid (đồng)
(13.000; 14.000; 15.000; 16.000)
Có quan tâm đến việc phiền hà của
nhân viên như khi mua tại cửa
hàng không: (1= Có; 0= Không có)
Sudiyarto & Widayanti (2021);
Khedkar et al. (2015).
+
Số lượng Có quan tâm đến số lượng người
người mua mua ở các Website/ ứng dụng hay
+
+
+
sắm nhiều
Hôn nhân
không: (1= Có; 0= Không có)
Tình trạng hôn nhân của người
được phỏng vấn
Nhóm
chuẩn
quan
tiêu
chủ
(1= Đã lập gia đình; 0= Chưa)
Có quan tâm đến việc tiết kiệm
thời gian di chuyển, lựa chọn sản
phẩm hay không
Thời gian
(1= Có; 0= Không có)
Khuyến
mãi
Có quan tâm đến chương trình
khuyến mãi hay không của người
được hỏi
-
(1= Có; 0= Không có)
Như vậy xác suất để nhận được câu trả lời đồng
ý ở mức giá nghiên cứu và các biến số giải thích của
mô hình được thể hiện bằng công thức sau:
bổ sung. Như vậy, bằngcách sử dụng mô hình Probit
ta có thể ước lượng được hai số hệ số: một là 훼̂ =
̂ ̂
⁄
훽 훿 (hệ số của những biến giải thích 푧푖 trong mô
(
| ) )
(
Pr 푦푖 = 1 푧푖 = Pr 푈푖 ≥ 푝푖
̂
̂
⁄
hình và 휕 = −1 훿 là hệ số của biến giá (bid values)
mà đề tài đang nghiên cứu. Từ hai hệ số này ta có
(
)
= Pr 푧푖훽 + 푢푖 ≥ 푝푖
= Pr(푢푖 ≥ 푝푖 − 푧푖훽)
Nếu như chúng ta giả định 푢푖 tuân theo phân
phối chuẩn 푢푖~ 푁(0, 훿푖), chúng ta có được
̂
̂
⁄
thể tính được 훽 = (−훼̂ 훿) .
Từ đây, bằng cách sử dụng công thức trên ta
có thể ước lượng được giá trị kỳ vọng của sự sẵn
lòng chi trả như sau:
푝푖 − 푧′
푖̂ 훽
(
| )
Pr 푦푖 = 1 푧푖 = Pr (푣퐼 ≥
)
퐸 푊푇푃 푧
̂
, 훽 = 푧푖
̂
′ (− 훼훿̂)
(*)
훿
(
|
)
푖
̂
푝푖 − 푧′
푖̂ 훽
4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
4.1. Thông tin chung về người tiêu dùng
= 1 − ∅(
)
훿
1
훿
Pr 푦푖 = 1 푧푖 = ∅(푧푖
̂
훽 − 푝푖
)
′
(
| )
Người trực tiếp mua rau online có cả nam
giới (chiếm 49%) và nữ giới (chiếm 51%) và đã
kết hôn, chiếm 68%. Độ tuổi trung bình của đáp
viên là 40,31 tuổi (độ lệch chuẩn là 15,59). Trình
độ học vấn ở đây được tính theo số năm đi học,
trung bình là 14,25 năm. Thu nhập của người được
phỏng vấn từ 5 đến 10 triệu đồng chiếm 34,48%,
đây là khoảng thu nhập tương đối ổn định của
훿
Trong đó, 푣퐼 tuân theo phân phối chuẩn
푣푖~ 푁(0,1) và ∅(푥) là hàm số tích lũy chuẩn tắc.
Từ công thức trên ta thấy rằng mô hình này rất giống
với Probit truyền thống, chỉ khác ở chỗ là mô hình
có thêm biến 푝푖. Như vậy, mức sẵn lòng đóng góp
của người tiêu dùng sẽ được ước lượng bằng mô
hình Probit và xembiến 푝푖 như là một biến giải thích
41
Chuyên mục: Quản trị - Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 17 (2021)
người dân hiện đang sinh sống tại Cần Thơ. Kế
tiếp là từ 10 đến 15 triệu đồng chiếm tỉ lệ cao với
20,69%; thu nhập dưới 3 triệu đồng chiếm
20,69%; khoảng thu nhập từ 3 đến 5 triệu chiếm tỉ
lệ 15,52%. Và chỉ có 10 người tiêu dùng, chiếm
8,62% có mức thu nhập trên 15 triệu đồng.
Bảng 2: Thu nhập của người tiêu dùng
Thu Nhập (triệu đồng/Tháng)
Tần Số
Tỷ lệ (%)
20,69%
15,52%
34,48%
20,69%
8,62%
< 3
3 – 5
>5 – 10
>10–15
> 15
24
18
40
24
10
Tổng
116
100%
Nguồn: Số liệu khảo sát năm 2019, n = 116
Qua kết quả trên cho thấy, đa phần người tiêu
dùng vẫn thích lựa chọn cách thức mua rau truyền
thống hơn (đi chợ, siêu thị,…) còn cách thức mua
rau online còn khá mới mẻ nên chưa được tin dùng
nhiều đối với người dân.
4.2. Cách thức mua và mức chi tiêu đối với sản
phầm rau
Người tiêu dùng thường mua rau ở những địa
điểm như siêu thị, chiếm tỷ lệ cao nhất với 72,4%;
chợ truyền thống (chiếm 75,9%), chỉ khoảng
28,4% người tiêu dùng đã từng mua rau online.
100%
24.100%
27.600%
80%
71.560%
60%
40%
20%
0%
75.900%
72.400%
28.440%
Mua Online
Có Không
Mua tại chợ
Siêu thị
Biểu đồ 1. Cách thức người tiêu dùng mua rau
Nguồn: Số liệu khảo sát năm 2019, n = 116
trên 40.000 đồng chiếm 16,4%. Điều này cho thấy
người tiêu dùng chi một khoảng tiền nhỏ trong thu
nhập để mua rau.
Mức chi phí cho mua rau của người tiêu dùng
trong một lần mua rơi vào khoảng từ 10 đến
20.000 đồng, chiếm 38,8%; từ trên 20 đến 30.000
đồng chiếm 18,1%; từ trên 30 đến 40.000 đồng và
Bảng 3: Các mức chi mua rau của người tiêu dùng
Giá Mua (VNĐ/lần mua)
Tần Số
Tỷ lệ (%)
10,3%
38,8%
18,1%
16,4%
16,4%
100%
< 10.000 VNĐ
12
45
21
19
19
116
10 – 20.000 VNĐ
>20–30.000 VNĐ
>30–40.000 VNĐ
> 40.000 VNĐ
Tổng cộng
Nguồn: Số liệu khảo sát năm 2019, n = 116
người tiêu dùng không chọn hình thức mua rau
online gờm: (1) Chưa có nhu cầu, chiếm 47% tổng
số ý kiến khảo sát; (2) Độ tin cậy không cao,
chiếm 21,7%; (3) Giá cao hơn so với các kênh
truyền thống, chiếm 14,5%; (4) Sản phẩm không
giống như quảng cáo, chiếm 13,3%; (5) Một số lý
do khác (chiếm 3,6%) như người tiêu dùng thích
đi chợ truyền thống hơn, không thuận tiện cho
người lớn tuổi,…
4.3. Nhận thức của người tiêu dùng về rau online
Theo kết quả nghiên cứu cho thấy lý do người
tiêu dùng chọn mua rau online gồm: (1) Tiết kiệm
thời gian, chiếm 30,3% số ý kiến khảo sát; (2) Tìm
đúng loại rau có nhu cầu mua, chiếm 27,3%; (3)
Giá cả phù hợp, chiếm 21,2%; (4) Giao hàng
nhanh chóng, chiếm tỷ lệ 21,2%. Từ những kết
quả này cho thấy người tiêu dùng quan tâm nhiều
đến tiêu chí tiết kiệm thời gian khi lựa chọn rau
bán online. Nghiên cứu cũng tìm hiểu các lý do
42
Chuyên mục: Quản trị - Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 17 (2021)
Nguồn gốc
Thương hiệu
4.12
4.06
4.06
2.99
3.17
Hình ảnh
Giá bán
Khuyến mãi
Cấu trúc website
Phản hồi
3.44
2.88
Tính bảo mật
3.9
4.05
4
3.87
4.02
Giao đúng sản phẩm
Thời gian giao hàng
Chi phí vận chuyển
Chất liệu bao bì
Tính tiện lợi
3.3
0
0.5
1
1.5
2
2.5
3
3.5
4
4.5
5
Biểu đồ 2. Các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi mua rau trực tuyến
Ghi chú: Được chấm điểm theo thang đo Likert 5 mức độ: 1= hoàn toàn không chắc chắn; 2= không chắc
chắn; 3=trung lập; 4= chắc chắn; 5= hoàn toàn chắc chắn.
Nguồn: Số liệu khảo sát năm 2019, n = 116
Những yếu tố tác động đến hành vi mua sắm
của người tiêu dùng đối với sản phẩm rau bán
online được thể hiện qua biểu đồ 2. Kết quả
nghiên cứu biểu đồ 2 cho thấy người tiêu dùng
chưa đồng tình cao với các ý kiến sau: Thương
hiệu là yếu tố khiến tôi quyết định mua rau online,
đạt 2,99 điểm và Nếu website/ứng dụng chỉ mang
những màu sắc đơn giản sẽ thu hút tôi hơn, đạt
2,88 điểm. Nghiên cứu cũng cho thấy các ý kiến
được người tiêu dùng đồng ý hay có sự chắc chắn
cao gồm: Tôi có quan tâm đến nguồn gốc sản xuất
các loại rau (4,12 điểm); Người bán trên các
website, ứng dụng rất có thiện chí và sẵn sàng
phản hồi yêu cầu của khách hàng (4,06 điểm);
Nhận được đúng sản phẩm muốn mua khi được
giao hàng đến tận nơi (4,05 điểm); Thời gian giao
hàng càng ngắn, càng cẩn thận giúp tôi có ý định
mua dùng về lâu dài (4 điểm); Tôi có quan tâm
đến chất liệu bao bì sản phẩm bảo vệ môi trường
(4,02 điểm); Tôi quan tâm đến giá thành sản phẩm
rau quả được bày bán theo hình thức online, ứng
dụng (4,06 điểm)…
4.4 Sự sẵn lòng chi trả của người tiêu dùng
Bảng 4 cho thấy, sự sẵn lòng chi trả của
người tiêu dùng đối với mức giá bid càng cao sẽ
có xu hương ngày càng giảm dần, cụ thể là đối với
mức giá 13.000 đồng/kg thì có 68,97% người
đồng ý chi trả, giảm xuống 62,07% với mức giá
lần lượt 14.000 đồng/kg; 15.000 đồng/kg và giảm
đến 20,69% đối với mức giá 16.000 đồng/kg.
Những lý do chính được người tiêu dùng đưa ra
khi không đồng ý chi trả chủ yếu là do độ tin cậy
không cao đối với những mô hình mua bán trên
mạng, ngoài ra còn do giá quá cao so với mức giá
trung bình người ta hay mua ở các chợ, siêu thị.
Bảng 4: Thống kê mô tả về sự sẵn lòng chi trả của người tiêu dùng
Trả lời về sự sẵn lòng chi trả
Mức giá bid
Số quan sát
(đồng)
Đồng ý chi trả Không đồng ý
Số người
(%)
Số người
(%)
13.000
14.000
15.000
16.000
29
29
29
29
116
20
18
18
6
68,97
62,07
62,07
20,69
9
31,03
37,93
37,93
79,31
11
11
23
54
Tổng cộng
62
Nguồn: Số liệu khảo sát năm 2019, n = 116
người bận rộn, dịch vụ giao hàng thuận tiện, tiết
kiệm thời gian di chuyển, giá cả hợp lý, ủng hộ
người bán,…. Qua đó cho thấy, hình thức mua bán
rau online này có cơ hội duy trì và phát triển để phù
hợp hơn với nhu cầu của người tiêu dùng.
Lý do cho sự đồng ý chi trả thêm cho những
sản phẩm rau bán online là (1) họ mong muốn tiêu
dùng sản phẩm rau quả có độ an toàn cao và (2) có
nguồn gốc xuất xứ rõ ràng chiếm tỷ lệ cao nhất; (3)
các lý do khác như tiết kiệm thời gian cho những
43
Chuyên mục: Quản trị - Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 17 (2021)
Bảng 5: Các biến ảnh hưởng đến mức sẵn lòng chi trả của người tiêu dùng
Nhóm biến
Trung
bình
0,53
Độ lệch
chuẩn
0,5
Tên biến
WTP
Giải thích biến
Biến phụ thuộc
Sự sẵn lòng chi trả
(1= Đồng ý; 0= không đồng ý)
Tuổi
Trình độ học vấn
Nguồn gốc
Tuổi của người được phỏng vấn
Số năm đi học của người được hỏi
Có quan tâm đến nguồn gốc hay không của người
được hỏi; (1= Có; 0= Không có)
40,31
14,25
0,76
15,59
3,02
0,4
Nhóm thái độ đối
với hành vi
Thu nhập
Mức giá bid
Thu nhập của người được phỏng vấn
Các mức giá trị bid (đồng)
(13.000; 14.000; 15.000; 16.000)
7.706.897
14500
4.026.040
1.122,88
Nhóm nhận thức
kiểm soát hành vi
Phiền hà
Có quan tâm đến việc phiền hà của nhân viên như
khi mua tại cửa hàng không (1= Có; 0= Không có)
Có quan tâm đến số lượng người mua ở các Website/
ứng dụng hay không (1= Có; 0= Không có)
Tình trạng hôn nhân của người được phỏng vấn
(1= Đã lập gia đình; 0= Chưa)
Có quan tâm đến việc tiết kiệm thời gian di chuyển,
lựa chọn sản phẩm hay không (1= Có; 0= Không
có)
0,73
0,32
0,68
0,72
0,44
0,47
0,47
0,45
Số lượng người
Mua sắm nhiều
Hôn nhân
Nhóm tiêu chuẩn
chủ quan
Thời gian
Khuyến mãi
Có quan tâm đến chương trình khuyến mãi hay
không của người được hỏi (1= Có; 0= Không có)
0,46
0,5
Nguồn: Số liệu khảo sát năm 2019, n = 116
được mua sắm nhiều, khuyến mãi thuộc 3 nhân tố
là tiêu chuẩn chủ quan, nhận thức kiểm soát hành
vi và thái độ đối với hành vi.
Nghiên cứu đã kiểm tra hiện tượng đa cộng
tuyến, kết quả cho thấy hệ số VIF giữa các biến
độc lập là rất nhỏ, vì thế ta có thể kết luận rằng
không có hiện tượng đa cộng tuyến. Phần trăm dự
báo đúng mô hình là 64,28% cho thấy các biến
trong mô hình giải thích được đến 64,28% sự biến
động của sự sẳn lòng chi trả.
Để xác định được các yếu tố ảnh hưởng đến
sự sẵn lòng chi trả cho các sản phẩm rau được bán
theo hình thức online, đề tài sử dụng phương pháp
hồi quy probit, trong đó:
- Biến phụ thuộc trong mô hình hồi quy là sẵn
lòng hay không sẵn lòng chi trả ở mức giá được
khảo sát.
- Biến độc lập của mô hình là các biến như:
giá, tuổi, hôn nhân, học vấn, thu nhập, nguồn gốc,
tiết kiệm thời gian, sự phiền hà của nhân viên,
Bảng 6: Kết quả mô hình hồi quy probit
Tên biến
Giá
Hôn nhân
Tuổi
Học vấn
Phiền hà
Hệ số góc
- 0,0011***
- 0,5575
- 0,1566***
- 0,0853
- 0,7379
0,1260
S.E.
Giá trị z
-4,01
-0,75
-5,07
-1,22
-1,51
0,31
1,77
-0,70
1,98
Hệ số P
0,000
0,455
0,000
0,223
0,130
0,756
0,076
0,482
0,048
0,212
0,000
0,0002
0,7457
0,0309
0,0700
0,4879
0,4057
0,4835
0,3964
0,9851
0,6e-07
5,3179
Mua sắm nhiều
Tiết kiệm thời gian
Khuyến mãi
Nguồn gốc
Thu nhập
0,8574*
- 0,2786
1,9507**
0.75e-08
22,7868
1,25
4,28
Hệ số tự do
Log-likelihood
Pseudo R2
LR 휒2
-28,62
64,28
103,01
0,000
Prob > 휒2
Ghi chú (*); (**); (***) các biến có ý nghĩa lần lượt ở mức 10%; 5%; 1%. S.E là sai số chuẩn.
Nguồn: Số liệu khảo sát năm 2019, n = 116
Từ kết quả nghiên cứu trên có thể ước lượng
mức giá trung bình mà người tiêu dùng sẵn lòng
chi trả cho sản phẩm rau được bán theo hình thức
online theo công thức (*) như sau:
Bảng 6 cho thấy có 4 biến ảnh hưởng có ý
nghĩa thống kê đến sự sẳn lòng chi trả của người
tiêu dùng. Trong đó, có 2 biến ảnh hưởng tỷ lệ
thuận là nguồn gốc, xuất xứ và tiết kiệm thời gian
và 02 biến ảnh hưởng tỷ lệ nghịch là giá và tuổi.
WTPTrung bình ≈ 16.173 đồng
44
Chuyên mục: Quản trị - Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 17 (2021)
Kết quả ước lượng cho thấy giá trị WTP
trung bình cho mức sẵn lòng chi trả cho các loại
sản phẩm rau bán online khá cao, ước tính là
16.173 đồng, cao hơn 6.173 đồng so với các loại
sản phẩm rau nói chung được bán theo kênh
truyền thống. Việc quyết định dùng thử và chấp
nhận chi trả cho các sản phẩm rau bán online phụ
thuộc vào các yếu tố như an toàn, có nguồn gốc,
chất lượng đảm bảo, tiết kiệm thời gian, dịch vụ
giao hàng thuận tiện, giá cả phù hợp. Về định
lượng, kết quả phân tích mô hình hồi quy probit
cho thấy các yếu tố ảnh hưởng đến mức sẵn lòng
chi trả cho các sản phẩm rau bán online WTP là
mức giá, số tuổi của người tiêu dùng, việc tiết
kiệm thời gian khi mua sắm rau online và nguồn
gốc của các sản phẩm rau bán online.
thấy có 64,28 % số người đồng ý chi trả thêm cho
mặt hàng rau được bán theo hình thức online và
mức giá trung bình mà người tiêu dùng sẵn sàng
chi trả cho mặt hàng rau bán online là 16.173
đồng/kg. Người tiêu dùng sẵn lòng chi trả thêm cho
sản phẩm rau được bán online do tính thuận tiện
khi mua hàng, tiết kiệm thời gian và đa dạng về sự
lựa chọn sản phẩm. Các yếu tố ảnh hưởng đến sự
sẵn lòng chi trả của người được phỏng vấn là giá,
tuổi, tiết kiệm thời gian và nguồn gốc. Những yếu
tố trên sẽ là cơ sở để sản xuất, kinh doanh các loại
rau phù hợp với nhu cầu thị trường và nhu cầu của
người tiêu dùng trong tương lai.
Từ kết phân tích trên nghiên cứu đã đề xuất
một số giải pháp để nâng cao mức sẳn lòng chi trả
cho sản phẩm rau online như (1) nguồn gốc xuất
xứ và chất lượng của các sản phẩm rau được bán
online phải rõ ràng, có kiểm định về chất lượng,
(2) Do thu nhập trung bình của đáp viên đạt gần
7,7 triệu đồng/tháng nên doanh nghiệp/đơn vị
kinh doanh cần cân nhắc giá tiền cho từng loại mặt
hàng rau. (3) Chất lượng dịch vụ thì nhanh chóng,
đơn giản, có sự hướng dẫn rõ ràng cụ thể, hỗ trợ
khách hàng lưu lại các thông tin khi thực hiện giao
dịch, (4) thực hiện tốt chiến dịch tuyên truyền,
quảng cáo, đặc biệt cho nhóm người cao tuổi vì họ
theo truyền thống và không quan tâm nhiều đến
nguồn gốc xuất xứ.
5. Kết luận và khuyến nghị
Từ kết quả điều tra 116 người tiêu dùng rau ở
TPCT về nhận thức cũng như các nhân tố ảnh
hưởng đến hành vi tiêu dùng rau online và mức sẵn
lòng chi trả thêm cho sản phẩm rau được bán theo
hình thức online. Kết quả nghiên cứu về nhận thức
cho thấy đa phần người tiêu dùng biết về loại hình
kinh doanh online nhưng chỉ có khoảng 28% trong
tổng số người được phỏng vấn là đã từng mua rau
qua hình thức bán online. Bằng phương pháp đánh
giá ngẫu nhiên (CVM) để ước tính mức sẵn lòng
chi trả của người tiêu dùng, kết quả nghiên cứu cho
TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1]. Abraham, S., & Lovell, N. (1999). Research and clinical assessment of eating and exercise behaviour.
Hospital Medicine, 60(7), 481-485.
[2]. Ajen, I. and Fishbein, M., (1975). Belief, attitude, intention and behavior: An introductiion to theory
and research. Addison-Wesley.
[3]. Ajzen, I., 1991. The theory of planned behaviour. Organizational Behaviour and Human Decision
Processes, 50 (2): 179-211
[4]. Armitage, C. J., Armitage, C. J., Conner, M., Loach, J., & Willetts, D. (1999). Different perceptions
of control: Applying an extended theory of planned behavior to legal and illegal drug use. Basic and
applied social psychology, 21(4), 301-316.
[5]. Bazzano, L. A., Joint, F. A. O., & World Health Organization. (2005). Dietary intake of fruit and
vegetables and risk of diabetes mellitus and cardiovascular diseases [electronic resource]. World Health
Organization.
[6]. Bazzano, L. A., Serdula, M. K., & Liu, S. (2003). Dietary intake of fruits and vegetables and risk of
cardiovascular disease. Current atherosclerosis reports, 5(6), 492-499.
[7]. Conner, M., Norman, P. (1994), Predicting Health Behaviour: Research and Practice with Social
Cognition ꢀModels. Open University Press.
[8]. Cox, D. N., Koster, A., & Russell, C. G. (2004). Predicting intentions to consume functional foods
and supplements to offset memory loss using an adaptation of protection motivation theory. Appetite,
43(1), 55-64.
[9]. Cục Thống kê Thành Phố Cần Thơ (2018). Tình hình Kinh tế - Xã hội tháng 12 năm 2018. Truy cập
ngày 26/08/2019.
[10]. Cummings, M.K., Becker, M.H., & Maile, M.C. (1980). Bringing Models together: An Empirical
Approachto Combining Variables to Explain Health Action, Journal of Behavioral Medicine, 3(2), p. 123-
145.
[11]. Dammio (2018). Các số liệu thống kê Internet Việt Nam năm 2018. truy cập ngày 22/08/2019. Truy
45
Chuyên mục: Quản trị - Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 17 (2021)
[12]. Fishbein, M. (Ed.). (1967). Readings in attitude theory and measurement. Wiley.
[13]. Floyd, D. L., Prentice‐Dunn, S., & Rogers, R. W. (2000). A meta‐analysis of research on protection
motivation theory. Journal of applied social psychology, 30(2), 407-429.
[14]. Hà Ngọc Thắng & Nguyễn Thành Độ (2016). Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến
của người tiêu dùng Việt Nam: Nghiên cứu mở rộng thuyết hành vi có hoạch định. Tạp chí khoa học Đại
học quốc gia Hà Nội, kinh tế và kinh doanh, Tập 32; Số 4 Tr 21-28.
[15]. Hsu, S. H., & Bayarsaikhan, B. E. (2012). Factors influencing on online shopping attitude and
intention of Mongolian consumers. The Journal of International Management Studies, 7(2), 167-176.
[16]. Huỳnh Việt Khải & Hoàng Mai Phương. (2020). Mức sẵn lòng chi trả của người dân địa phương ở
xã Khánh An đối với dự án bảo tồn rừng U Minh Hạ. Tạp chí Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, 178-
184.
[17]. Johnston, K. L., & White, K. M. (2003). Binge-drinking: A test of the role of group norms in the
theory of planned behaviour. Psychology and Health, 18(1), 63-77.
[18]. Khai, H. V., Duyen, T. T. T., & Xuan, H. T. D. (2018). The Demand of Urban Consumers for Safe
Pork in the Vietnamese Mekong Delta. Journal of Social and Development Sciences, 9(3), 47-54.
[19]. Khanh, N. T. V., & Gim, G. (2014). Factors affecting the online shopping behavior: An empirical
investigation in vietnam. International Journal of Engineering Research and Applications, 4(2), 388-392.
[20]. Khedkar, E. B., Phule, S., & Patil, D. (2015). Analysis of Customer Satisfaction during Online
Purchase. International Journal of Research in Finance and Marketing, 5(5), 1-7.
[21]. Kotler, P., & Armstrong, G. (2004). Principles of marketing. 14th. Boston: Pearson Prentice
Hall, 24(613), 97.
[22]. Koufaris, M. (2002). Applying the technology acceptance model and flow theory to online consumer
behavior. Information systems research, 13(2), 205-223.
[23]. Koufaris, M., & Hampton-Sosa, W. (2002a). Customer trust online: examining the role of the
experience with the Web-site. Department of Statistics and Computer Information Systems Working Paper
Series, Zicklin School of Business, Baruch College, New York.
[24]. Koufaris, M., & Hampton-Sosa, W. (2002b). Initial perceptions of company trustworthiness online:
A comprehensive model and empirical test. In CIS Working Paper Series. Zicklin School of Business.
[25]. Lamb, C. W., Hair, J. F., & McDaniel, C. (2015). MKTG 9. Cengage Learning.
[26]. Lee, S. H., & Ngoc, H. T. B. (2010). Investigating the on-line shopping intentions of Vietnamese
students: an extension of the theory of planned behaviour. World Transactions on Engineering and
Technology Education, 8(4), 471-476.
[27]. Li, N., & Zhang, P. (2002). Consumer online shopping attitudes and behavior: An assessment of
research. AMCIS 2002 proceedings, 74.
[28]. McMillan, B., & Conner, M. (2003). Using the theory of planned behaviour to understand alcohol
and tobacco use in students. Psychology, Health & Medicine, 8(3), 317-328.
[29]. Mishra, S. (1970). Adoption of m-commerce in India: Applying theory of planned behaviour model.
The Journal of Internet Banking and Commerce, 19(1), 1-17.
[30]. Mohammed, A. A. (2012). A Critique of Descartes' Mind-Body Dualism. Kritike: An Online Journal
of Philosophy, 6(1).
[31]. Murgraff, V., White, D., & Phillips, K. (1999). An application of protection motivation theory to
riskier single-occasion drinking. Psychology and Health, 14(2), 339-350.
[32]. Nagra, G., & Gopal, R. (2013). A study of factors affecting on online shopping behavior of
consumers. International Journal of Scientific and Research Publications, 3(6), 1-4.
[33]. Nguyễn Thị Bảo Châu & Lê Nguyễn Xuân Đào (2014). Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến hành
vimua sắm trực tuyến của người tiêu dùng thành phố cần thơ. Tạp chí khoa học trường Đại học Cần Thơ.
30 (2014): 8-14.
[34]. Nguyễn Văn Thuận và Võ Thành Danh. (2011). Phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi người
tiêu dùng rau an toàn tại Thành Phố Cần Thơ. Tạp chí khoa học trường Đại học Cần Thơ. 17b: 113-119.
[35]. Norman, P., & Conner, M. (1993). The role of social cognition models in predicting attendance at
health checks. Psychology and Health, 8(6), 447-462.
46
Chuyên mục: Quản trị - Quản lý - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 17 (2021)
[36]. Park, O. H., Hoover, L., Dodd, T., Huffman, L., & Feng, D. (2011). The effectiveness of the modified
expanded rational expectations model to explore adult consumers’ functional foods consumption
behavior. Texas Tech University.
[37]. Pavlou, P. A. (2003). Consumer acceptance of electronic commerce: Integrating trust and risk with
the technology acceptance model. International Journal of Electronic Commerce, 7(3), 101-134.
[38]. Phùng Chúc Phong. (2018). Vai trò quan trọng của rau tươi trong dinh dưỡng. Truy cập ngày
7/9/2020. Truy cập tại web site http://viendinhduong.vn/vi/tin-tuc---su-kien-noi-bat/vai-tro-quan-trong-
cua-rau-tuoi-trong-dinh-duong.html
[39]. Rogers, R. W. (1975). A protection motivation theory of fear appeals and attitude change1. The
journal of psychology, 91(1), 93-114.
[40]. Rosenstock, I. M., Strecher, V. J., & Becker, M. H. (1988). Social learning theory and the health
belief model. Health education quarterly, 15(2), 175-183.
[41]. Salehi, M. (2012). Consumer buying behavior towards online shopping stores in Malaysia.
International Journal of Academic Research in Business and Social Sciences, 2(1), 393-403.
[42]. Sudiyarto, I. T. A., & Widayanti, S. (2021). Analysis of customer satisfaction in purchasing online
vegetable products in Surabaya. Asian Journal of Management Sciences & Education.
[43]. Terry, D. J., & Hogg, M. A. (1996). Group norms and the attitude-behavior relationship: A role for
group identification. Personality and social psychology bulletin, 22(8), 776-793.
[44]. Tohill, B. C., & Joint, F. A. O. (2005). Dietary intake of fruit and vegetables and management of
body weight [electronic resource]. World Health Organization.
[45]. Van Der Pligt, J. (1994). Risk appraisal and health behaviour. In D. R. Rutter & L. Quine (Eds.),
Social psychology and health: European perspectives (p. 131–151)
[46]. Weinstein, W.D. (1993), Testing Four Competing Theories of Health-Protective Behavior, Health
Psychology, 12, p. 324-333.
Thông tin tác giả:
Ngày nhận bài: 07/05/2021
Ngày nhận bản sửa: 26/05/2021
Ngày duyệt đăng: 30/05/2021
1. Nguyễn Thùy Trang
- Đơn vị công tác: Khoa Phát triển Nông thôn, Đại học Cần Thơ
2. Vũ Hồng Tú
- Đơn vị công tác: Khoa Phát triển Nông thôn, Đại học Cần Thơ
3. Lê Thanh Sơn
- Đơn vị công tác: Khoa Phát triển Nông thôn, Đại học Cần Thơ
4. Nguyễn Huỳnh Mỹ Bình
47
11 trang
14/05/2022
1640
Bạn đang xem tài liệu "Nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi tiêu dùng các sản phẩm rau bán online của người tiêu dùng tại thành phố Cần Thơ", để tải tài liệu gốc về máy hãy click vào nút Download ở trên
File đính kèm:
- nghien_cuu_cac_yeu_to_anh_huong_den_hanh_vi_tieu_dung_cac_sa.pdf
