Open Access 
Abstract
This research was carried out in the context of fashion shopping at shopping centers in Vietnam, in which determining shopping orientations remains discrete, inconsistent and yet unable to meet the current rapidly changing consumer demands. Furthermore, topics including which motivations forming orientations and the impact of such shopping orientations on purchase intention are still under debate within the scientific community. Therefore, this paper aims to establish a theoretical framework to depict the relationship between motivations, shopping orientations and purchase intention as well as to evaluate moderating role of consumption knowledge. Deduction method was applied with research process divided into two stages: qualitative and quantitative research. Research results revealed that three shopping motivations did not directly impact on purchase intention but indirectly through the mediators (ie. shopping orientations), and the interaction effect of consumption knowledge with convenience shopping orientations on purchase intention was statistically significant. Several practical implications for fashion retailers are also recommended in this study.
GIỚI THIỆU
Là một trong những quốc gia xuất khẩu hàng dệt may lớn nhất trên thế giới nhưng thời trang Việt vẫn còn rất xa lạ trên bản đồ thế giới. Sản phẩm dệt may xuất khẩu chủ yếu là gia công dưới tên thương hiệu nước ngoài. Trong những năm gần đây, thời trang Việt chứng kiến sự đổ bộ của các thương hiệu quốc tế khiến cho thị trường trở nên hết sức sôi động 1 . Cùng với sự gia tăng về mức thu nhập, nhu cầu thời trang của người dân, đặc biệt là giới trẻ cũng ngày càng trở nên đa dạng và phức tạp hơn. Nhiều xu hướng mua sắm mới được hình thành quyết định hành vi mua sắm của họ. Tuy nhiên, nhiều câu hỏi được đặt ra là yếu tố nào tác động đến sự hình thành nên các xu hướng mua sắm hiện nay. Trước đây, Tauber (1972) cho rằng xu hướng mua sắm được hình thành từ động cơ cá nhân (thú tiêu khiển thường nhật, sự tự thỏa mãn và sự kích thích cảm giác) và động cơ xã hội (kinh nghiệm xã hội bên ngoài, sự lôi cuốn của nhóm người cùng lứa và sự thích thú của việc mặc cả) 2 . Dodds và cộng sự (1991) xác định được các quan hệ trực tiếp và gián tiếp giữa các tín hiệu ngoại sinh (giá, thương hiệu, tên cửa hiệu) lên việc đánh giá sản phẩm của người mua về các nhân tố liên quan đến nhận thức và có tác động đến xu hướng mua sắm 3 . Zeithaml và cộng sự (1996) giả định rằng giá cả và thương hiệu là hai yếu tố quan trọng của chất lượng cảm nhận và có tác động tích cực đến xu hướng mua sắm 4 . Còn nghiên cứu gần đây của Baker và Wakefield (2011) lại tối giãn hóa hai loại động cơ: kiểm soát và sự thân mật trong mua sắm hình thành nên hai xu hướng mua sắm xã hội và nhiệm vụ 5 .
Xu hướng mua sắm hiện nay cũng rất đa dạng. Theo Kwek và cộng sự (2010), hiện nay có bảy xu hướng mua sắm bao gồm chất lượng, thương hiệu, thuận tiện, giá cả, giải trí, tùy hứng và mới lạ có tác động đến ý định mua sắm 6 . Trước đó, mô hình hành vi người tiêu dùng của Schiffman và Kanuk (2004) đã công bố với những xu hướng tác động đến thái độ và ý định mua hàng (kích tố marketing) là: Thương hiệu, giá cả, chiêu thị, phân phối 7 . Kết quả nghiên cứu trên tuy có phần bổ sung cho nhau nhưng chưa thấy sự đồng bộ, có lẽ do cách biệt về thời gian, mục đích, cách thức nghiên cứu. Ngoài ra, quan hệ giữa xu hướng mua sắm và ý định mua sắm cũng đang còn tranh cãi trong cộng đồng khoa học và cần được kiểm định trong từng bối cảnh cụ thể nhằm làm tăng tính tổng quát hóa về mặt lý thuyết [6].
Ngoài ra, người tiêu dùng cần những thông tin liên quan đến sản phẩm để quyết định mua hàng. Những thông tin này thường được thể hiện trên bao bì nhãn mác của sản phẩm 8 . Lucas và cộng sự (2008) cho rằng để hỗ trợ cho nhu cầu mua sản phẩm cần phải gia tăng mức độ hiểu biết và kiến thức sản phẩm của người tiêu dùng 9 . Nhiều nghiên cứu chứng minh rằng người tiêu dùng có kiến thức sản phẩm càng nhiều thì khả năng ra quyết định mua hàng càng cao 10 . Trong ngữ cảnh hàng thời trang, nghiên cứu này xem xét tác động của kiến thức sản phẩm của người tiêu dùng đến mối quan hệ của các xu hướng mua sắm đến ý định mua sắm.
Từ những vấn đề lý luận và thực tiễn cấp thiết trên cho thấy rằng ý định và hành vi mua sắm của người tiêu dùng ngày nay chịu sự chi phối bởi nhiều yếu tố khác nhau. Mục tiêu của nghiên cứu này nhằm kiểm định mô hình lý thuyết biểu diễn mối quan hệ giữa động cơ, xu hướng và ý định mua sắm với vai trò điều tiết của kiến thức tiêu dùng. Thông qua kết quả nghiên cứu, bài nghiên cứu này đề xuất một số hàm ý cho nhà quản trị nhằm nâng cao ý thức về việc truyền đạt và giáo dục cho người tiêu dùng những kiến thức nền tảng trong lĩnh vực thời trang đồng thời hiểu rõ được mức độ quan trọng của các xu hướng mua sắm phổ biến hiện nay góp phần gia tăng ý định mua sắm.
TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU
Lý thuyết nền liên quan
Nghiên cứu này sử dụng lý thuyết động cơ xã hội của Murray (1938) 11 và thuyết động cơ học hỏi dựa vào nhu cầu của McClelland (1953) 12 để giải thích cho việc hình thành khái niệm động cơ mua sắm và mô hình nghiên cứu. Qua đó ba nhu cầu ứng với ba động cơ gồm: (i) Thành đạt là tìm cách vươn lên dẫn đầu, tranh đấu vì sự thành công và chịu trách nhiệm giải quyết vấn đề; (ii) hoà nhập thúc đẩy con người kết bạn, trở thành thành viên của các nhóm và liên kết với những người khác vì nhu cầu đang gia tăng là chọn bạn/đối tác để có sự thoải mái hơn là để thành công trong công việc; (iii) quyền lực là ước muốn có được và thực thi quyền kiểm soát đối với những người khác. Ngoài ra, thuyết nhánh động cơ liên kết trong thuyết tự chủ (Self-determination theory) của Ryan và Deci (2017) 13 là tiền đề tiệm cận, làm nền tảng cho khái niệm động cơ thân mật trong mối quan hệ với xu hướng trải nghiệm giải trí trong mua sắm cũng như tác động lên ý định hành vi của mỗi cá nhân. Thuyết này đề cao vai trò liên kết, giúp cá nhân xây dựng, thích nghi duy trì và nâng cao chất lượng mối quan hệ gần gũi, cởi mở thông qua các trải nghiệm tích cực và mức độ tôn trọng quyền tự chủ. Cuối cùng, dựa vào thuyết phản ứng kích thích SOR (Stimulus-Organism-Response - SOR) được đề xuất bởi Mehrabian và Russell (1974) 14 , nghiên cứu này phát triển và kiểm định một mô hình SOR mở rộng để dự đoán hành vi của người tiêu dùng tiềm năng trong môi trường bán lẻ tại Việt Nam bằng việc khám phá mối liên kết giữa nhân tố kích thích (động cơ kiểm soát, thân mật và sĩ diện), quá trình (các xu hướng mua sắm), và phản hồi (ý định mua sắm).
Một số khái niệm chính
Động cơ mua sắm
Động cơ được thể hiện qua trạng thái bị kích thích mà dẫn tới hành vi hướng mục đích hay nhu cầu phát triển tới mức buộc con người phải có hành động để thỏa mãn nhu cầu. Về bản chất, động cơ là sức mạnh thôi thúc con người hành động để đạt mục tiêu mong muốn như thỏa mãn một nhu cầu, một ao ước nào đó, cả vật chất lẫn tinh thần 15 . Động cơ mua sắm được tiệm cận thông qua ba thành phần:
K iểm soát mua sắm phát sinh từ nhu cầu quyền lực liên quan đến việc ảnh hưởng và kiểm soát sự tương tác với người khác để đạt được những mục tiêu mua sắm.
Thân mật trong mua sắm liên quan đến nhu cầu được hòa nhập, tập trung vào việc duy trì mối quan hệ xã hội và thụ hưởng sự thân mật, hiểu biết lẫn nhau và tương tác một cách thân thiện với người khác.
Sĩ diện trong mua sắm ứng với nhu cầu thành đạt trong thuyết động cơ học hỏi và nhu cầu thể diện trong thuyết động cơ xã hội.
Xu hướng mua sắm
Xu hướng mua sắm được định nghĩa như là phong cách người mua sắm, nhấn mạnh đến lối sống riêng trong mua sắm và phản ánh quan điểm tiêu dùng như là một hiện tượng kinh tế, xã hội, giải trí phức tạp 16 , 17 . Còn Brown và cộng sự (2001) định nghĩa xu hướng mua sắm như là khuynh hướng chung đối với hành vi mua sắm được minh chứng trong những hình thức khác nhau như là tìm kiếm thông tin, đánh giá các phương án và chọn lựa sản phẩm 18 . Những khuynh hướng này được khái niệm hóa như là một bình diện riêng của lối sống và được vận hành hóa trên nền tảng của tam giác AIO (Activities, Interests & Opinions) - hoạt động, mối quan tâm và ý kiến 5 . Nghiên cứu này chọn đi sâu phân tích 7 xu hướng mua sắm trên cở sở kế thừa từ nghiên cứu của Gehrt và cộng sự (2007) 17 và Kwek và cộng sự (2010) 6 do sự tương đồng về mặt văn hóa Á Châu của người tiêu dùng bao gồm:
(1) Xu hướng chất lượng (Quality Orientation) là phạm trù mà sản phẩm hay dịch vụ phải tuân thủ các thông số kỹ thuật, đáp ứng hoặc vượt qua mong đợi của khách hàng hay dựa vào giá trị tương ứng với sản phẩm ở mức giá chấp nhận được hay sản xuất ở chi phí hợp lý.
(2) Xu hướng thương hiệu (Brand Orientation) Một thương hiệu mạnh không chỉ thu hút được khách hàng mới mà còn có khả năng làm cho khách hàng cảm thấy thỏa mãn với quyết định mua sắm của mình.
(3) Xu hướng giải trí/hưởng thụ mua sắm (Recreation/shopping enjoyment orientation) là niềm vui mang lại từ quá trình mua sắm 19 , liên quan đến thú tiêu khiển, khả năng thưởng ngoạn mà không thực hiện việc mua hàng, xem mua sắm không phải là lãng phí thời gian mà là thích thú đến những cửa hiệu 17 . Menon và Kahn (2002) nhận diện ba loại mua sắm hưởng thụ gồm chủ nghĩa thoát ly, niềm vui và sự kích động 20 .
(4) Xu hướng giá cả (Price Orientation) liên quan đến sự nhạy cảm về việc tăng giá và sự ác cảm về việc tiêu phí quá nhiều. Nhóm người có xu hướng giá cả chiếm tỷ lệ cao là phụ nữ, người tiêu dùng trẻ tuổi, người tiêu dùng có trình độ văn thấp, người có thu nhập thấp…Nhìn chung, đây là phân khúc kinh tế-xã hội qui mô hẹp.
(5) Xu hướng thuận tiện (Convenience Orientation) là một phạm trù phức tạp, không chỉ đơn giản là kiểm tra tính tiền nhanh ờ quầy hay vị trí mua sắm gần nhà mà còn liên quan đến các chi phí thuộc về tâm lý và phi tiền tệ khác như là thời gian, sự nổ lực và căng thẳng. Kwek và cộng sự (2010) cho rằng thuận tiện bao gồm sản phẩm dễ dàng tiếp cận, tìm kiếm, đổi trả, và giao hàng tận nhà đúng hẹn 6 .
(6) Xu hướng mới lạ (Nolvety Orientation) liên quan đến các vấn đề như là ưu tiên lựa chọn phong cách mới nhất, khuynh hướng tìm kiếm sự đa dạng và nhu cầu về những cái mới mẻ.
(7) Xu hướng mua sắm tùy hứng (Impulse Purchase Orientation) là hành động không có kế hoạch trước, kết quả từ sự kích thích cụ thể nào đó. Rook (1987) lập luận rằng mua sắm tùy hứng xảy ra mỗi khi khách hàng trải nghiệm mua sắm sản phẩm nào đó ngay tức khắc trong sự thúc giục thình lình, thiếu sự đánh giá thêm về nội dung và hành động trên nền tảng sự thúc giục 21 .
Ý định mua sắm
Là giai đoạn đầu của quá trình mua sắm và là hệ quả của quá trình nhận thức nhu cầu, tìm kiếm và phân tích các thông tin về sản phẩm và dịch vụ có thể đáp ứng nhu cầu trước khi đưa ra quyết định mua sắm. Theo Park và Chen (2007), người tiêu dùng sẽ ra quyết định mua sắm sau khi đánh giá chi tiết các yếu tố quan trọng đối với họ. Cho nên, ý định mua hàng liên quan trực tiếp tới một hành vi trao đổi nhất định được tạo ra sau khi khách hàng có những đánh giá tổng quan về sản phẩm. Nó là một phản ứng mang tính nhận thức xuất phát từ thái độ của một người nào đó đối với một đối tượng 22 .
Kiến thức tiêu dùng
Kiến thức tiêu dùng được xây dựng trên nền tảng trải nghiệm tiêu dùng giúp người tiêu dùng đánh giá tốt hơn những trải nghiệm tương lai. Sự đánh giá về kiến thức chuyên môn của người tiêu dùng rất phong phú, bao gồm thu thập xem xét thông tin, nhận thức, tiếp cận kiến thức và sử dụng kiến thức để giải quyết vấn đề và lựa chọn 10 .
Biện luận mối quan hệ và hình thành giả thuyết nghiên cứu
Động cơ mua sắm và ý định mua sắm
Kotler and Keller (2013) cho rằng hành vi mua sắm bị ảnh hưởng bởi bốn yếu tố: văn hóa, xã hội, cá nhân và tâm lý. Các yếu tố tâm lý bao gồm động cơ, nhận thức, học hỏi, niềm tin và thái độ trong đó động cơ đóng vai trò quan trọng bởi vì không có động cơ sẽ không có giao dịch mua bán 23 . Theo Lee và Chow (2020), Mohlmann (2015), động cơ thực dụng là một trong những nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến quyết định tiêu dùng 24 , 25 . Ngoài ra, động cơ hưởng thụ là một biến dự báo mạnh mẽ đến ý định mua sắm vì động cơ này khơi dậy việc tìm kiếm thông tin khám phá và mua hàng tùy hứng 26 . Tương tự Dey và Srivastava (2017) chứng minh rằng động cơ hưởng thụ với 5 thành tố: tương tác xã hội, niềm vui, mới lạ, lời khen từ người khác và thoát ly có liên hệ với ý định mua ngẫu hứng 27 . Một nghiên cứu về người tiêu dùng thế hệ Y, Semuel và Sampurno (2019) cũng tìm thấy được mối liên hệ có ý nghĩa giữa động cơ và ý định mua hàng túi xách thời trang có thương hiệu 28 . Noh và Lee (2011) đã chứng minh được rằng động cơ cá nhân và động cơ xã hội tác động trực tiếp và cùng chiều ý định mua sắm 29 trong khi Woo và Hwang (2013) tìm thấy động cơ lý trí và động cơ thông tin cũng có quan hệ thuận chiều với ý định mua sắm 30 . Cho nên, giả thuyết đầu tiên được đề xuất như sau:
Giả thuyết H1: Động cơ mua sắm (a) thân mật, (b) kiểm soát và (c) sĩ diện có quan hệ cùng chiều với ý định mua sắm.
Động cơ và xu hướng mua sắm
Động cơ kiểm soát với các xu hướng mua sắm
Mỗi cá nhân đều có nhu cầu kiểm soát cá nhân để vận dụng vào môi trường xung quanh. Thêm vào đó, độ mạnh yếu của nhu cầu phụ thuộc vào từng dữ kiện và trạng thái xung quanh 5 . Baker (2012) cho rằng xét trên góc độ lý thuyết, những mô hình bao gồm sự tương tác có kiểm soát với người khác có thể dẫn tới những khuynh hướng mua sắm nhiệm vụ. Vì thế, mối quan hệ giữa động cơ kiểm soát và xu hướng mua sắm nhiệm vụ được hình thành 5 . Xu hướng mua sắm nhiệm vụ liên quan đến những lý do về kinh tế và tính hữu dụng, không có niềm vui rõ ràng trong trải nghiệm mua sắm, chỉ muốn hoàn thành chuyến đi mua sắm 5 , 31 . Mục tiêu này hàm ý xu hướng mua sắm chất lượng, thương hiệu, giá cả, thuận tiện hơn là hưởng thụ, mới lạ hay tùy hứng. Từ đó, các giả thuyết được đề xuất như sau:
Giả thuyết H2 : Động cơ kiểm soát mua sắm có quan hệ cùng chiều với các xu hướng mua sắm: (a) chất lượng, (b) thương hiệu, (c) giải trí/hưởng thụ, (d) giá cả, (e) thuận tiện, (f) mới lạ và (g) tùy hứng.
Động cơ thân mật trong mua sắm với xu hướng mua sắm
Thân mật được xem là nhu cầu thiết lập quan hệ để thảo luận, lắng nghe và hỗ trợ nhau trong quá trình ra quyết định mua sắm. Những cá nhân có nhiều quan hệ xã hội xem trọng giao tiếp thân mật, giao tiếp ngôn ngữ và phi ngôn ngữ ở những nơi mua sắm, được mong đợi theo xu hướng mua sắm xã hội 5 . Người mua sắm xã hội thích đi mua sắm cùng với sự hiện diện của người khác vì niềm vui cho những trải nghiệm cùng nhau 31 . Trên tinh thần đó, nghiên cứu này biện luận rằng động cơ thân mật dẫn đến xu hướng mua sắm hưởng thụ mà nguồn gốc của hưởng thụ, giải trí xuất phát từ sự kết nối xã hội khi các thành viên cùng nhau tán gẫu, lấy ý kiến lẫn nhau trước khi ra quyết định mua sắm. Cho nên, các giả thuyết tiếp theo được đề xuất như sau:
Giả thuyết H3 : Động cơ thân mật có quan hệ cùng chiều với các xu hướng mua sắm: (a) chất lượng, (b) thương hiệu, (c) giải trí/hưởng thụ, (d) giá cả, (e) thuận tiện, (f) mới lạ và (g) tùy hứng.
Động cơ sĩ diện trong mua sắm với xu hướng mua sắm
Người tiêu dùng sĩ diện có nhu cầu tự thể hiện và khẳng định mình trước mọi người. Cho nên, những người tiêu dùng này thường chọn mua và sử dụng những mặt hàng hay dịch vụ cao cấp, có thương hiệu hay những mặt hàng độc nhất lạ nhất để chứng tỏ mình khác biệt trong đám đông còn lại. Woo và Hwang (2013) cũng biện luận rằng động cơ sĩ diện và hưởng thụ không chỉ tác động đến xu hướng mua sắm giải trí hưởng thụ mà còn xu hướng mua sắm tùy hứng 30 . Vì thế, nghiên cứu này đề xuất những giả thuyết như sau:
Giả thuyết H4: Động cơ sĩ diện có quan hệ cùng chiều với các xu hướng mua sắm: (a) chất lượng, (b) thương hiệu, (c) giải trí/hưởng thụ, (d) giá cả, (e) thuận tiện, (f) mới lạ và (g) tùy hứng.
Xu hướng mua sắm và ý định mua sắm
Mặc dù đang có sự tranh cãi và chưa thống nhất về mức độ tác động nhưng một số nghiên cứu trước đây chỉ ra rằng ý định mua sắm chịu sự tác động của các xu hướng chất lượng 5 , 17 , xu hướng thương hiệu 32 , 33 , 5 ; xu hướng mua sắm giải trí 33 , 5 ; giá cả 17 ; sự thuận tiện 33 , 34 , 5 ; xu hướng tùy hứng 5 , 35 , 36 , và mua sắm mới độc lạ 17 . Cho nên, các giả thuyết tiếp theo được đề xuất như sau:
Giả thuyết H5abcdefg: Các xu hướng mua sắm: (a) chất lượng, (b) thương hiệu, (c) giải trí/hưởng thụ, (d) giá cả, (e) thuận tiện, (f) mới lạ và (g) tùy hứng có quan hệ cùng chiều với ý định mua sắm.
Vai trò điều tiết của kiến thức tiêu dùng tác động lên mối quan hệ giữa xu hướng lên ý định mua sắm
Người tiêu dùng cần có những thông tin liên quan khi quyết định mua sản phẩm đặc biệt trong lĩnh vực thời trang. Kiến thức sản phẩm là yếu tố quan trọng để người tiêu dùng có thể phân biệt được lợi ích của sản phẩm này so với sản phẩm khác và từ đó hình thành thái độ tích cực, nhận thức chất lượng sản phẩm 10 . Cụ thể, một người sành ăn sẽ biết thưởng thức nhiều hương vị hơn trong món ăn và sự phức tạp của các loại rượu, người am hiểu âm nhạc cổ điển biết đánh giá toàn diện bản hòa tấu hay người am hiểu thời trang sẽ biết đánh giá về thiết kế, chất lượng và giá trị mà thương hiệu mang lại. Bên cạnh đó, nhiều nghiên cứu đã chứng minh kiến thức tiêu dùng có tác động tích cực đến ý định mua sắm. Vì vậy, tác giả nhận định rằng kiến thức tiêu dùng có tác động điều tiết mối quan hệ của các xu hướng lên ý định mua sắm .
Giả thuyết 6: Kiến thức tiêu dùng điều tiết mối quan hệ giữa xu hướng lên ý định mua sắm
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Thiết kế nghiên cứu
Nghiên cứu này lựa chọn cách tiếp cận kết hợp cả định tính và định lượng. Nghiên cứu định tính được thực hiện bằng phỏng vấn tay đôi (in-depth interview) với các nhà quản lý, và thảo luận nhóm tập trung (focus group) với người thường xuyên mua sắm hàng thời trang nhằm điều chỉnh và bổ sung thang đo các khái niệm nghiên cứu. Nghiên cứu định lượng được tiến hành với kỹ thuật khảo sát (survey) trên qui mô mẫu n = 600 tại thành phố Hồ Chí Minh. Trong giai đoạn này, bằng phần mềm SPSS và AMOS phiên bản 22, nghiên cứu tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA, nhân tố khẳng định CFA và mô hình cấu trúc tuyến tính SEM và MSEM.
Thang đo
Thang đo khái niệm động cơ mua sắm là thang đo đa hướng với ba thành phần con: kiểm soát và thân mật được kế thừa từ nghiên cứu của Baker và cộng sự (2012) và sĩ diện được rút ra từ thuyết động cơ học hỏi của McClelland (1953). Xu hướng mua sắm cũng là thang đo đa hướng với 7 thành phần con được kế thừa từ nghiên cứu của Kwek và cộng sự (2010) và Gehrt và cộng sự (2007). Ý định mua sắm là thang đo đơn hướng có 5 biến quan sát được kế thừa từ Choon và cộng sự (2010) và Kudeshia và Kumar (2017). Thang đo kiến thức tiêu dùng được kế thừa từ Lucas và cộng sự (2008). Các thang đo này được hiệu chỉnh và bổ sung trong nghiên cứu định tính. Bảng hỏi được thiết kế theo dạng likert 5 điểm, biến thiên từ mức 1: “Hoàn toàn không đồng ý” tới mức 5: “Hoàn toàn đồng ý”.
Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu
Nghiên cứu này chọn phương pháp lấy mẫu phi xác xuất (Nonprobability sampling methods) và sử dụng mẫu thuận tiện (Convenience Sampling). 600 bảng khảo sát đã được thực hiện tại các trung tâm thương mại ở Tp. Hồ Chí Minh. Tuy nhiên, quá trình làm sạch dữ liệu đã loại bỏ những bản câu hỏi có nhiều ô trống và những dữ liệu dị biệt, mẫu chính thức để phân tích là n = 561. Đặc điểm của mẫu nghiên cứu như sau: Về giới tính, tỷ lệ khá cân bằng giữa nam và nữ, trong đó nữ giới chiếm 51,9 %, nam giới chiếm 48,1%. Về độ tuổi, nhóm tuổi từ 36-45 tuổi chiếm đa số (38,7%), tiếp theo là nhóm từ 46-60 tuổi chiếm đến 25%, nhóm từ 26-35 tuổi chiếm 23,9%. Nhóm trẻ từ 18-25 tuổi và nhóm cao tuổi trên 60 tuổi chiếm tỷ lệ khá khiêm tốn lần lượt là từ 8,6% và 3,9%. Điều này cho thấy rằng lứa tuổi trung niên rất ưa chuộng hình thức mua sắm tại cửa hiệu do thói quen tiêu dùng cũng như những tiện ích trải nghiệm. Riêng tình trạng hôn nhân được phân bố khá đồng đều với người độc thân chiếm 42,4% còn người đã lập gia đình có con hoặc chưa có con chiếm 38%. Nhóm đối tượng khảo sát này có thu nhập hàng tháng khá cao với tỷ lệ 66,6% thu nhập trên 15 triệu đồng, trong đó nhóm thu nhập từ 15-20 triệu đồng chiếm 19,8%, 20-25 triệu đồng chiếm 21,9%, 25-30 triệu đồng chiếm 11,4% và trên 30 triệu chiếm 13,5%. Trong đó nhóm dưới 5 triệu đồng chỉ chiếm 9,8% và nhóm thu nhập từ 5-10 triệu đồng là 13,9%. Trình độ học vấn của mẫu khảo sát chủ yếu là trình độ cao đẳng và đại học (58,6%). Nghề nghiệp chủ yếu là nhà quản lý (29,9%), nhân viên văn phòng ngoài quốc doanh đứng thứ hai chiếm 29,6%, tiếp đó là viên chức nhà nước chiếm 9,6% và buôn bán và kinh doanh tự do chiếm 12,1% và 6,2%.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Phân tích sự sai biệt phương pháp chung và phân phối chuẩn của dữ liệu
Sự sai biệt của phương pháp chung (Common Method Variance - CMV) là sai số đo lường hệ thống có thể ảnh hưởng đến mối quan hệ của các yếu tố dự báo đến kết quả (Podsakoff và cộng sự, 2003). CMV sẽ làm thay đổi giả tạo mối quan hệ thật giữa các khái niệm nghiên cứu, vì vậy kết quả nghiên cứu bị sai lệch, gọi là chệch do phương pháp (CMB - Common Method Bias) (Nguyễn Đình Thọ, 2013) 37 .
Do nghiên cứu này sử dụng dữ liệu dạng khảo sát, mỗi cá nhân trả lời một bảng khảo sát vì vậy hiện tượng chệch do phương pháp chung (CMB - Common Method Bias) có thể là một vấn đề tiềm tàng. Nhằm kiểm tra hiện tượng này, nghiên cứu này sử dụng biện pháp kiểm tra một yếu tố Harman và sử dụng biến đánh dấu (marker variable).
Kết quả phân tích đơn nhân tố của Harman (Harman’s single-factor Test) bằng EFA cho thấy đơn nhân tố giải thích 11,156 % của tổng biến thiên, nhỏ hơn 50%. Cho nên, trong trường hợp này có thể kết luận rằng hiện tượng chệch do phương pháp chung (CMB) không phải là vấn đề nghiêm trọng.
Đánh giá phân phối chuẩn cho các câu hỏi trong mô hình đo lường
Phân tích Skewness và kurtosis được sử dụng để kiểm tra phân phối chuẩn trong nghiên cứu. Kết quả phân tích cho thấy rằng các giá trị tuyệt đối của skewness cho tất cả các câu hỏi đo lường hay biến quan sát lớn nhất là 0,542 (<3) trong khi các giá trị tuyệt đối của kurtosis lớn nhất là 0,886 (<10). Điều này xác nhận tính phân phối chuẩn cho các câu hỏi đo lường trong mô hình.
Kiểm định thang đo bằng phân tích EFA và hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha
Table 1 trình bày kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA cho toàn bộ thang đo các khái niệm nghiên cứu trong mô hình sau bảy lần loại bỏ lần lượt từng biến quan sát có hệ số tải nhân tố thấp hơn 0,5 bao gồm GC01 = 0,260; YD01 = 0,321; TT04 = 0,296; SD04 = 0,352; ML04 = 0,460; TH02 = 0,466 và TH01 có chêch lệch giữa hai hệ số tải nhỏ hơn 03 (0,500 – 0,255), hệ số KMO = 0,814 (lớn hơn 0,50) và kiểm định Barlett có ý nghĩa thống kê ở mức nhỏ hơn 0,05 nên thỏa điều kiện cho phân tích EFA. Hai thang đo xu hướng thương hiệu và xu hướng chất lượng được trích lại thành một nhân tố và đặt tên mới là xu hướng chất lượng thương hiệu. Tổng phương sai trích bằng 75,932% (lớn hớn 50%), giá trị eigenvalues lần lượt bằng 5,512; 5,281; 3,670; 3,255; 2,922; 2,157; 2,056; 1,835; 1,799; 1,363 và 1,281(lớn hơn 1). Trọng số tải nhân tố đều rất cao (lớn nhất là biến TT03 = 0,981 và thấp nhất là biến TM01 = 0,599). Cho nên, mười một khái niệm nghiên cứu với 45 biến quan sát được trích lại này thỏa mãn các điều kiện về giá trị phân biệt và giá trị hội tụ. Nghiên cứu tiếp tục kiểm định lại thang đo các thành phần được trích bằng độ tin cậy Cronbach alpha. Toàn bộ thang đo khái niệm nghiên cứu đều đạt được những yêu cầu về hệ số Cronbach Alpha lớn hơn 0,70 (thấp nhất là Kiến thức tiêu dùng π = 0,836 và cao nhất là Xu hướng thuận tiện π = 0,928) và hệ số tương quan biến-tổng hiệu chỉnh đều lớn hơn 0,30.
Kết quả phân tích CFA cho mô hình đo lường đầy đủ (tới hạn)
Mười khái niệm nghiên cứu bậc một bao gồm động cơ mua sắm kiểm soát, thân mật, sĩ diện, xu hướng chất lượng-thương hiệu, giải trí, giá cả, thuận tiện, mới lạ, tùy hứng và ý định mua sắm được đánh giá chung trong cùng một mô hình CFA với 360 bậc tự do ( Figure 1 ).
Tính đơn hướng: Nhằm cải thiện độ thích hợp của mô hình nghiên cứu với dữ liệu thị trường, nghiên cứu này lần lượt loại bỏ các biến KS04, TM02, TM03, CL02, CL03, GT04 và YD03 do các chỉ số của các biến này quá cao so với các biến quan sát khác trong mô hình. Sau khi cải thiện, mô hình đạt tính đơn hướng và kết quả CFA cho thấy rằng mô hình phù hợp với dữ liệu nghiên cứu: Chi-square χ²/df = 633,116; bậc tự do (df) = 360; giá trị p = 0,000; CMIN/df = 1,759 (nhỏ hơn 2); GFI = 0,930, AGFI= 0,910; TLI= 0,966; CFI = 0,972 (các chỉ số đều cao hơn 0,9); RMSEA = 0,037 (nhỏ hơn 0,08), Hoelter = 359 (> 200). Cho nên nghiên cứu này khẳng định được tính đơn hướng của 10 thang đo khái niệm nghiên cứu.
Giá trị hội tụ: Các trọng số CFA đều đạt tiêu chuẩn cho phép lớn hơn 0,50 (thấp nhất là biến TM01 = 0,606 và cao nhất là biến TT03 = 0,951) và có ý nghĩa thống kê ở mức 0,05. Vì vậy, có thể kết luận rằng các biến quan sát đo lường 10 khái niệm nghiên cứu trong mô hình đạt giá trị hội tụ.
Hệ số tin cậy tổng hợp CR và phương sai trích AVE: Áp dụng công thức tính hệ số tin cậy tổng hợp ký hiệu là ρ c 38 và phương sai trích ký hiệu là ρ vc 39 cho ra kết quả được trình bày ở Table 1 . Mười một khái niệm nghiên cứu trong mô hình hầu hết đều thỏa mãn yêu cầu về hệ số tin cậy tổng hợp CR lớn hơn 0,7 và phương sai trích không nhỏ hơn 0,5 (50%) 40 , 41 .
Giá trị phân biệt: Mô hình đo lường đạt được giá trị phân biệt khi hệ số tương quan nhỏ hơn 1 (r < 1) và có ý nghĩa thống kê (Steenkamp and Van Trijp,1991) 42 hay căn bậc hai của phương sai trích trung bình của khái niệm nghiên cứu lớn hơn hệ số tương quan giữa khái niệm nghiên cứu đó với các khái niệm còn lại trong mô hình nghiên cứu (Fornell và Larcker, 1981). Kết quả trong Table 2 cũng chỉ ra rằng căn bậc hai hệ số phương sai trích trung bình của từng khái niệm đều lớn hơn hệ số tương quan giữa các khái niệm cho nên có thể kết luận mô hình đo lường đạt được giá trị phân biệt.
Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu bằng mô hình SEM
Mô hình nghiên cứu bao gồm 10 khái niệm nghiên cứu với 24 giả thuyết nghiên cứu về các mối quan hệ được đề xuất ( Figure 2 ). Kết quả phân tích mô hình cấu trúc tuyến tính SEM cho thấy rằng mô hình thích hợp với dữ liệu nghiên cứu: Chi-square = 809,098; df = 375; giá trị p = 0,000; CMIN/df = 2,158 (trong khoảng từ 2 -5); GFI = 0,911; AGFI = 0,890; TLI = 0,949; CFI = 0,956; RMSEA = 0,045 và Hoelter = 292 (xem Figure 2 ). Kết quả ước lượng ở Table 3 cho thấy rằng 17 trong số 24 giả thuyết được chấp nhận. Cụ thể, động cơ kiểm soát có tác động ý nghĩa lên 5 xu hướng chất lượng – thương hiệu, giá cả, giải trí, mới lạ và tùy hứng (H1a, H1b, H1c, H1d, H1f: chấp nhận) nhưng không có quan hệ ý nghĩa lên xu hướng mua sắm thuận tiện (H1e: bác bỏ). Mức độ tác động của động cơ kiểm soát lên các xu hướng cũng khá tương đương nhau, mạnh nhất là lên xu hướng mua sắm chất lượng – thương hiệu với β = 0,170. Động cơ thân mật có quan hệ ý nghĩa lên hấu hết ba xu hướng mua sắm chất lượng – thương hiệu, giải trí và mới lạ nhưng không có tác động đến xu hướng giá cả, thuận tiện và tùy hứng (H2a, H2b, H2d: chấp nhận và H2c, H2e, H2f: bác bỏ) trong khi động cơ sĩ diện chỉ có quan hệ ý nghĩa lên hầu hết các xu hướng mua sắm trừ chất lượng – thương hiệu (H3a: bác bỏ, còn lại H3b, H3c, H3d, H3e, H3f: chấp nhận). Trong 6 xu hướng mua sắm được kiểm định thì có xu hướng mua sắm tùy hứng và giá cả không có quan hệ ý nghĩa với ý định mua sắm (H4c, H4f: bác bỏ), còn lại tất cả các xu hướng khác đều có tác động ý nghĩa lên ý định mua sắm (H4a, H4b, H4d, H4e: chấp nhận).
Nghiên cứu này kiểm định tính bền vững và độ tin cậy của các ước lượng chuẩn hóa trong mô hình nghiên cứu bằng cách sử dụng phương pháp bootstrap với số mẫu lặp lại là N = 2000. Kết quả ước lượng tuy có xuất hiện độ chệch nhưng không quá lớn (từ - 0,003 đến 0,002) và chỉ số CR nhỏ hơn hoặc bằng 2,0 ( Table 3 ) (chỉ CR của mối quan hệ giữa động cơ thân mật và xu hướng tùy hứng bằng 3,0 nhưng đây là quan hệ không có ý nghĩa) nên có thể kết luận rằng các ước lượng trong mô hình nghiên cứu có thể tin cậy được.
Kiểm định giả thuyết biến điều tiết với mô hình MSEM
Thông thường khi kiểm định vai trò biến điều tiết tác động lên mối quan hệ giữa hai khái niệm, phương pháp phân tích đa nhóm được sử dụng phổ biến nhất. Tuy nhiên, phương pháp này chỉ sử dụng cho biến điều tiết rời rạc hay định tính. Trong nghiên cứu này, kiến thức tiêu dùng là biến điều tiết liên tục (continuous variable) hay định lượng (quantitative variable) nên để tránh việc mất thông tin dữ liệu (Sharma và cộng sự, 1981) 43 , và xuất hiện sai số đo lường phi tuyến tính và không ngẫu nhiên (nonlinear and nonrandom measurement error) (Cortina và cộng sự, 2001) 44 , nghiên cứu này sử dụng phương pháp kiểm định mô hình MSEM (moderated structural equation model) với biến điều tiết liên tục.
Trong nghiên cứu này, thang đo kiến thức tiêu dùng kế thừa từ Effendi và cộng sự (2015) 45 và Mingyan Yang (2014) là thang đo liên tục và được giả định là biến điều tiết hỗn hợp (mixed moderator) hay biến bán điều tiết vì theo giả thuyết nghiên cứu chúng vừa có quan hệ với biến phụ thuộc là ý định mua sắm, vừa có quan hệ hỗ tương với biến độc lập, làm thay đổi mối quan hệ giữa các xu hướng mua sắm với ý định mua sắm. Để thực hiện phân tích mô hình MSEM cho biến điều tiết liên tục hỗn hợp, tác giả sử dụng biến tích (tác động hỗ tương giữa biến điều tiết và biến độc lập) và áp dụng mô hình hồi qui MMR (Moderated Multiple Regression). Các bước tính biến tích trong mô hình MSEM cho biến điều tiết hỗn hợp dựa vào nghiên cứu của Ping (2007a, 2007b) 46 , 47 .
Do bốn trong sáu giả thuyết được chấp nhận nên nghiên cứu này kiểm định tác động điều tiết của kiến thức tiêu dùng vào mối quan hệ giữa bốn xu hướng mua sắm: Chất lượng-thương hiệu, giải trí, mới lạ và thuận tiện với ý định mua sắm. Ngoài ra, trong nghiên cứu này mô hình cấu trúc tuyến tính với biến điều tiết này lượt bỏ một số quan hệ không có ý nghĩa khác. Để kiểm định vai trò điều tiết hỗn hợp, biến tích của hai thang đo khái niệm biến độc lập và biến điều tiết được xác định ở mỗi mô hình. Hơn nữa, nhằm tránh hiện tượng đa cộng tuyến (multicollinearity), biến chuẩn trung bình (Mean deviated or mean centered variable) có trung bình = 0 nhưng phương sai ≠ 1 theo Nguyễn Đình Thọ (2013, trang 315) được sử dụng để tính biến tích hỗ tương (Ping, 2007b). Phương trình hồi quy trong mô hình MSEM được tổng quát hóa như sau:
(Trong đó: YD = Ý định mua sắm; XH= Xu hướng mua sắm; KT=Kiến thức tiêu dùng; KT*XH = hiệu ứng hỗ tương của KT và XH; β 0, β 1, β 2, γ = hệ số tuyến tính trong SEM, ξ = sai số)
Kết quả phân tích mô hình cấu trúc tuyến tính với biến điều tiết MSEM cho thấy rằng mô hình thích hợp với dữ liệu nghiên cứu: Chi-square = 1581,343; df = 639; p = 0,000; CMIN/df = 2,475 (thỏa điều kiện trong khoảng 2 – 5); GFI = 0,916; TLI = 0,907; CFI = 0,916 (lớn hơn 0,9); RMSEA = 0,051 (nhỏ hơn 0,08); Hoelter = 248 (lớn hơn 200). (xem Figure 3 ).
Kết quả ước lượng được trình bày ở Table 4 cho thấy rằng kiến thức tiêu dùng có tác động ý nghĩa lên ý định mua sắm ở độ tin cậy 90% nên giả thuyết về khái niệm kiến thức tiêu dùng là biến điều tiết hỗn hợp được chấp nhận. Hơn nữa, tác động của hiệu ứng hỗ tương giữa kiến thức tiêu dùng và xu hướng thuận tiện lên ý định mua sắm có ý nghĩa thống kê với p < 0,05 nên giả thuyết H6e được chấp nhận, có nghĩa là kiến thức tiêu dùng trong mô hình này là biến điều tiết hỗn hợp (mixed moderator). Hệ số ước lượng β (thuận tiện) = -0,097 cho phép nghiên cứu kết luận rằng kiến thức tiêu dùng làm giảm độ mạnh mối quan hệ giữa xu hướng thuận tiện với ý định mua sắm. Hay nói một cách khác, những khách hàng mua sắm có kiến thức tiêu dùng càng cao thì tác động của yếu tố thuận tiện lên ý định mua sắm của họ càng thấp.
Tuy nhiên, để xem mức độ ảnh hưởng như thế nào, nghiên cứu này đi tính hệ số ảnh hưởng hỗ tương f 2 . Với SMC của mô hình chưa có hiệu ứng hỗ tương là 0,249 và SMC của mô hình có hiệu ứng hỗ tương là 0,258, áp dụng công thức tính hệ số ảnh hưởng hỗ tương của Cohen (1988), ta có:
f 2 = 0,258 – 0,249/1-0,258 = 0,009/0,742 = 0,012
Như vậy, dựa trên theo tiêu chuẩn của Cohen (1988), thì hệ số ảnh hưởng hỗ tương ở mức < 0,02 nên mức độ ảnh hưởng của biến điều tiết là nhỏ (small effect). Tuy nhiên, theo lý giải của Evans (1985) 48 thì đây là mức ảnh hưởng có ý nghĩa thực tiễn, giải thích đến 1,2 % của phương sai.
THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Mối quan hệ giữa động cơ kiểm soát với các xu hướng mua sắm
Theo lý thuyết có 7 xu hướng mua sắm nhưng kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy xu hướng chất lượng và thương hiệu kết hợp thành một. Điều này giải thích rằng trong mua sắm hàng thời trang thương hiệu luôn đi kèm với chất lượng và ngược lại. Những người sành về thời trang luôn chú tâm đến cả hai yếu tố này cùng một lúc.
Động cơ kiểm soát có tác động ý nghĩa lên các xu hướng mua sắm chất lượng – thương hiệu, giải trí, giá cả, mới lạ và tùy hứng. Điều này hàm ý rằng người tiêu dùng có xu hướng quan tâm đến sự trải nghiệm giải trí trong mua sắm, tìm kiếm sự mới lạ trong chủng loại hàng hóa hay sự tùy hứng trong các quyết định mua sắm. Ngoài ra, hệ số tác động β khá tương đương nhau lên các xu hướng chất lượng – thương hiệu (β = 0,199), mới lạ (β = 0,201), tùy hứng (β = 0,199), thấp nhất là xu hướng giải trí (β = 0,121) và riêng giá cả mang dấu âm. Điều này được các chuyên gia quản lý bán lẻ giải thích rằng những khách hàng của các trung tâm thương mại thuộc người thu nhập cao, có địa vị xã hội nên rất chú trọng đến việc kiểm soát mua sắm, đặc biệt hàng áo quần thời trang – món trang sức thể hiện và tôn vinh giá trị, đẳng cấp của chính họ. Đối với phân khúc khách hàng này, giá thấp đồng nghĩa với chất lượng kém, không có tên tuổi hay thương hiệu nhái. Đó là lý do tại sao động cơ kiểm soát tỷ lệ nghịch với xu hướng giá cả. Kết quả nghiên cứu này một phần phản ánh sự tương thích với nghiên cứu của Babin và cộng sự (1994) và Baker (2012) nhưng được mở rộng ra khi khẳng định nhu cầu kiểm soát trong mỗi cá nhân được xác định là khác nhau, hình thành nên những xu hướng khác nhau phát sinh từ những nhân tố kích thích vật chất và xã hội.
Mối quan hệ giữa động cơ thân mật với các xu hướng mua sắm
Động cơ thân mật có tác động ý nghĩa lên các xu hướng mua sắm giải trí, giá cả và mới lạ trong đó tác động lên xu hướng mua sắm giải trí là mạnh mẽ nhất với β = 0,190, tiếp đến là xu hướng mới lạ và chất lượng – thương hiệu với β lần lượt bằng 0,154 và 0,112. Động cơ thân mật xuất phát từ nhu cầu liên kết, mong muốn xây dựng mối quan hệ gần gũi và thân thiện với mọi người xung quanh dựa trên tinh thần hiểu biết lẫn nhau, cố gắng vì tình bạn, thích hợp tác thay vì cạnh tranh. Từ đó, theo Babin và cộng sự (1994), xu hướng mua sắm hưởng thụ hay giải trí được hình thành – Đó là loại mua sắm vì niềm vui và sự thích thú với sự hiện diện của người khác cho những trải nghiệm cùng nhau hay mua để thỏa mãn những nhu cầu không liên quan đến việc mua sản phẩm. Kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với nghiên cứu của Baker (2012) khi chứng minh được mối quan hệ thuận giữa sự thân mật trong mua sắm với xu hướng mua sắm xã hội.
Mối quan hệ giữa động cơ sĩ diện với các xu hướng mua sắm
Động cơ sĩ diện tác động ý nghĩa lên hầu hết các xu hướng mua sắm trừ xu hướng chất lượng – thương hiệu. Điều này hàm ý rằng người tiêu dùng mua sắm sĩ diện có nhu cầu tự thể hiện mình và khẳng định mình trước mọi người nên thường chọn mua và sử dụng những mặt hàng hay dịch vụ cao cấp, có thương hiệu hay những mặt hàng độc nhất lạ nhất để chứng tỏ mình khác biệt trong đám đông còn lại. Kết quả nghiên cứu này cũng một phần trùng lắp với nghiên cứu của Woo và Hwang (2013) khi biện luận rằng động cơ sĩ diện và hưởng thụ không chỉ tác động đến xu hướng mua sắm giải trí hưởng thụ mà còn xu hướng mua sắm tùy hứng.
Mối quan hệ của các xu hướng mua sắm với ý định mua sắm
Bốn xu hướng chất lượng-thương hiệu, giải trí, mới lạ và thuận tiện tác động ý nghĩa lên ý định mua sắm trong đó, xu hướng tác động mạnh nhất lên ý định mua sắm là thuận tiện (β=0,409) và chất lượng – thương hiệu (β=0,205). Kết quả nghiên cứu này cũng giống với nhiều nghiên cứu khác nhau trước đây như Gehrt và cộng sự (2007), Hahn và Lee (2018), Kwek và cộng sự (2010), Seock và Bailey (2008), và Zhang và cộng sự (2007).
Vai trò điều tiết của khái niệm kiến thức tiêu dùng lên mối quan hệ giữa xu hướng mua sắm với ý định mua sắm
Kiến thức tiêu dùng có tác động ý nghĩa lên ý định mua sắm như một biến độc lập và tác động hỗ tương giữa kiến thức tiêu dùng và xu hướng thuận tiện lên ý định mua sắm có ý nghĩa thống kê. Điều này cũng tương đồng với nghiên cứu của Olivová (2011) và chứng minh được tầm quan trọng của kiến thức tiêu dùng trong việc ra quyết định mua sắm, đặc biệt trong lĩnh vực thời trang và một số lĩnh vực đặc thù. Kết quả này là sự đóng góp ý nghĩa cho đề tài không chỉ ở mặt lý thuyết mà còn ở phương pháp nghiên cứu khi kiểm định biến điều tiết liên tục hay định lượng.
KẾT LUẬN
Kết luận
Kết quả nghiên cứu đã đáp ứng mục tiêu nghiên cứu đề ra qua 3 nội dung đạt được: (i) xác định được ba loại động cơ và sáu loại xu hướng mua sắm phổ biến hàng thời trang tại trung tâm thương mại, (ii) Thông qua kết quả nghiên cứu chính thức, nghiên cứu này kiểm định độ tin cậy của các thang đo và các giả thuyết trong mô hình nghiên cứu được đề xuất, biểu diễn mối quan hệ đan xen giữa động cơ, xu hướng và ý định mua sắm, (iii) Xác định vai trò điều tiết của kiến thức tiêu dùng trong mối quan hệ giữa xu hướng và ý định mua sắm qua phương pháp phân tích MSEM, và (iv) Phần thảo luận kết quả nghiên cứu giúp hiểu sâu hơn nội hàm các khái niệm nghiên cứu và các mối quan hệ được xác nhận cũng như không được chấp nhận.
Hàm ý quản trị
Một số hàm ý quản trị trong nghiên cứu này cũng được đề xuất như sau.
Thứ nhất, nhà bán lẻ cần phải ưu tiên tạo ra nhiều loại thuận tiện khác nhau trong mua sắm. Ví dụ như sản phẩm dễ dàng tiếp cận, ta có thuận tiện tiếp cận; sản phẩm dễ dàng tìm thấy và so sánh, chính là thuận tiện tìm kiếm. Thuận tiện sở hữu xảy ra khi sản phẩm được dễ dàng mua được; trong khi dễ dàng mua sắm và đổi trả được xem là thuận tiện giao dịch. Thêm vào đó, mua sắm nhanh chóng và giao hàng đúng hẹn là hiện thân của thuận tiện thời gian. Mua sắm gần nhà, giao hàng tại nhà và mua sắm thông qua hình thức phi cửa hiệu tại gia là thuận tiện về vị trí/nơi chốn. Nhà bán lẻ cũng có thể khái niệm hóa sự thuận tiện này như là ý niệm về mặt thời gian, không gian và cả sự nổ lực bằng cách: (1) rút ngắn thời gian mua sắm; (2) tăng tính linh hoạt trong việc chọn thời gian mua sắm; (3) khỏi mất công sức đi đến cửa hiệu; (4) tránh được những điều khó chịu và cơ hội mua sắm tùy hứng hay đáp lại sự quảng cáo.
Thứ hai, chất lượng – thương hiệu là xu hướng có hệ số cao thứ hai tác động lên ý định mua sắm. Chất lượng là phạm trù mà sản phẩm hay dịch vụ phải đáp ứng hoặc vượt qua mong đợi của khách hàng. Cách tiếp cận dựa trên qui trình sản xuất có nguồn gốc từ quản trị vận hành và sản xuất. Cuối cùng, định nghĩa chất lượng dựa vào giá trị tương ứng với sản phẩm ở mức giá chấp nhận được hay sự sản xuất ở chi phí hợp lý. Chất lượng và thương hiệu luôn đi song hành nhau, đặc biệt trong lĩnh vực hàng thời trang, người mua sắm luôn có xu hướng mua hàng theo chất lượng và thương hiệu. Cho nên, các nhà quản trị bán lẻ cần chú trọng lựa chọn sản phẩm để kinh doanh phải đảm bảo chất lượng tốt từ chất liệu vải đến đường kim mũi chỉ. Ngoài ra, thương hiệu là yếu tố rất quan trọng tác động đến quyết định mua sắm hàng thời trang vì thông thường các tín đồ thời trang thường chọn những thương hiệu mà họ yêu thích và chọn mua sắm theo sĩ diện.
Thứ ba, giá cả là xu hướng tiếp theo ảnh hưởng đến ý định mua sắm. Liên quan đến sự nhạy cảm về việc tăng giá và sự ác cảm về việc tiêu phí quá nhiều. Một số khách hàng từ chối mua hàng bởi vì giá còn một số khác chỉ thích đến những chỗ bán rẻ, có không ít người chỉ mua khi có đợt hạ giá, nhiều người trước khi mua thường so sánh giá cả rồi quyết định mua chỗ rẻ nhất... Tuy nhiên, việc xác định giá là dựa trên khách hàng mục tiêu của doanh nghiệp. Tổ chức phải xác định với những giá trị mang lại cho khách hàng thì giá như vậy là chấp nhận được không? Phải thay đổi như thế nào
Thứ tư, trải nghiệm giải trí luôn là điều không thể thiếu giúp thu hút khách hàng đến với trung tâm thương mại. Ngày nay, nhà quản trị có thể áp dụng nhiều công cụ ứng dụng công nghệ trí tuệ nhân tạo AI, công nghệ thực tế ảo (visual reality) cũng như nhận diện khuôn mặt (facial recognition) như gương soi thần kỳ (smart magic minor) hay phòng thử đồ thông minh (oak fitting room) giúp gắn kết với khách hàng tốt hơn.
Thứ năm, các nhà quản trị cần cập nhật những bộ sưu tập thời trang mới, săn các hàng độc lạ để thu hút khách hàng. Các tín đồ thời trang luôn chuộng cái độc lạ theo phong cách của riêng mình, khác biệt với những người xung quanh, đặc biệt là bộ sưu tập giới hạn (Limited collection).
Cuối cùng, nhà quản trị bán lẻ cần tổ chức huấn luyện cho các nhân viên bán hàng những kiến thức chuyên ngành về thời trang nhằm tư vấn tốt hơn cho khách hàng.
Hạn chế nghiên cứu và hướng nghiên cứu tiếp theo
Thứ nhất, nghiên cứu này chỉ tập trung vào một mặt hàng thời trang nên chưa mang tính tổng quát các loại hàng hóa/dịch vụ vì tùy theo hàng hóa/dịch vụ có giá trị cao hoặc thấp khác nhau mà hành vi tiêu dùng của khách hàng có thể khác nhau. Nghiên cứu tương lai có thể đưa ra những sản phẩm hoặc dịch vụ khác để có kết quả nghiên cứu mang tính tổng quát hơn hoặc đặc thù hơn khi so sánh từng nhóm sản phẩm/dịch vụ cụ thể. Thứ hai, nghiên cứu này xem xét tác động của động cơ mua sắm thông qua các xu hướng mua sắm khác nhau đến ý định mua hàng của người tiêu dùng chứ chưa phải hành vi mua thực sự. Nghiên cứu thực nghiệm tương lai về ảnh hưởng của động cơ và xu hướng lên hành vi mua thực sự và hành vi sau khi mua sẽ giúp các nhà quản trị hiểu ảnh hưởng của động cơ và xu hướng mua sắm lên doanh số thực, và thực hiện chiến lược truyền thông tiếp thị một cách tốt hơn. Thứ ba, mẫu nghiên cứu được chọn bằng phương pháp thuận tiện, trong đó đối tượng nhân viên và sinh viên chiếm gần 50% nên giới hạn về tính đại diện tổng thể. Nghiên cứu tương lai có thể khắc phục hạn chế này bằng phương pháp chọn mẫu quota, với nhiều đối tượng khác có thể tăng hơn. Cuối cùng, ngữ cảnh nghiên cứu tập trung vào cửa hiệu hiện hữu hay các trung tâm thương mại. Nghiên cứu tương lai nên mở rộng sang ngữ cảnh trực tuyến (online) nhằm đưa ra những thảo luận mới về sự khác biệt của hai ngữ cảnh này.
DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT
SEM: Structural Equation Model
CFA: Confirmed Factor Analysis
EFA: Exploratory Factor Analysis
MSEM: Moderated Structural Equation Model
SOR – Stimulus (kích thích) – Organism (Chủ thể) – Response (Phản ứng)
SMC – Square Multiple Correlation
XUNG ĐỘT LỢI ÍCH
Nhóm tác giả xin cam đoan rằng không có bất kì xung đột lợi ích nào trong công bố bài báo.
ĐÓNG GÓP CỦA CÁC TÁC GIẢ
Tác giả 1 NCS. Nguyễn Duy Phong chịu trách nhiệm khởi xướng ý tưởng, lược khảo lý thuyết, phát triển giả thuyết, mô hình nghiên cứu, thu thập, xử lý dữ liệu, viết báo cáo, thảo luận và hàm ý quản trị. Tác giả 2 TS. Huỳnh Thanh Tú kiểm tra, điều chỉnh và thống nhất nội dung bài báo.
References
- Virac: Statista. Thị trường thời trang Việt Nam và xu hướng thời trang 2021; 2021. . ;:. Google Scholar
- Tauber EM. Why do people shop. J Mark. 1972;36(4):46-9. . ;:. Google Scholar
- Dodds WB, Monroe KB, Grewal D. The effects of price, brand, and store information on buyers' product evaluations. J Mark Res. 1991;28(August):307-19. . ;:. Google Scholar
- Zeithaml VA, Berry LL, Parasuraman A. The behavioral consequences of service quality. J Mark. 1996;60(2):31-46. . ;:. Google Scholar
- Baker J, Wakefield K, L. How consumer shopping orientation influences perceived crowding, excitement, and stress at the mall. J Acad Mark Sci. 2011. . ;:. Google Scholar
- Kwek CL, Tan HP, Lau TC. Investigating the shopping orientations on online purchase intention in the e-commerce environment: A Malaysian study. J Internet Banking Com. 2010;15(2):1-11. . ;:. Google Scholar
- Schiffman LG, Kanuk L, L. Consumer behavior, 8th. Upper Saddle River, NJ: Prentice Hall; 2004. . ;:. Google Scholar
- Leire Ch, Thidell Å. Product-related environmental information to guide consumer purchases- A review and analysis of research on perceptions, understanding and use among Nordic consumers. J Cleaner Prod. 2005;13(10-11):1061-70. . ;:. Google Scholar
- Lucas M, Röhrich K et al. Quality, safety and consumer behaviour towards organic food [CEFAGE-UE working paper]; 2008. . ;:. Google Scholar
- Olivová K. Intention to buy organic food among consumers in the Czech Republic ([Master's thesis]. Universitetet i Agder. University of Agder); 2011. . ;:. Google Scholar
- Murray HA. Explorations in personality. New York: Oxford University Press; 1938. . ;:. Google Scholar
- McClelland DC. The achievement motive. New York: Appleton; 1953. . ;:. PubMed Google Scholar
- Ryan RM, Deci EL. Self-determination theory: basic psychological needs in motivation, development, and wellness. New York NY. Guilford Publications; 2017. . ;:. Google Scholar
- Mehrabian A, Russell JA. An approach to environmental psychology. MIT Press; 1974. . ;:. Google Scholar
- Lãn NX, Hương PTL, Liên ĐT Hà. Hành vi người tiêu dùng. NXB Tài Chính. 2011. . ;:. Google Scholar
- Visser E.M, & and Du Preez, R. Apparel Shopping orientation: two decades of research. J Fam Ecol Con Sci. 2001;29:72-81. . ;:. Google Scholar
- Gehrt KC, Onzo N, Fujita K, Rajan MN. The emergence of internet shopping in Japan: identification of shopping orientation- defined segments. J Mark Theor Pract. 2007;15(2):167-77. . ;:. Google Scholar
- Brown M, Pope N, Voges K. Buying or browsing? An Exploration of shopping orientation and online purchase intention. Eur J Mark. 2001;37(11):1666-84. . ;:. Google Scholar
- Beatty SE, Elizabeth Ferrell ME. Impulse buying: modeling its precursors'. J Retailing. 1998;74(2):169-91. . ;:. Google Scholar
- Menon S, Kahn B. Cross-category effects of induced arousal and pleasure on the internet shopping experience. J Retailing. 2002;78(1):31-40. . ;:. Google Scholar
- Rook DW. The impulse buying. J Con Res. 1987;14(2):189-99. . ;:. Google Scholar
- Park Y, Chen JV. Acceptance and adoption of the innovative use of smartphone. Ind Manag Data Syst. 2007;107(9):1349-65. . ;:. Google Scholar
- Kotler P, Keller K. Marketing management. 14th ed. Vietnamese Translation Copyright, Pearson Education South Asia Pte Ltd.: NXB Lao Động - Xã Hội; 2013. . ;:. Google Scholar
- Lee SHN, Chow PS. Investigating consumer attitudes and intentions toward online fashion renting retailing. J Retailing Con Serv. 2020;52(1):892-905. . ;:. Google Scholar
- Möhlmann M. Collaborative consumption: determinants of satisfaction and the likelihood of using a sharing economy option again. J Con Behav. 2015;14(3):193-207. . ;:. Google Scholar
- Kim S, Eastin MS. Hedonic tendencies and the online consumer: an investigation of the online shopping process. J Internet Com. 2011;10(1):68-90. . ;:. Google Scholar
- Dey DK, Srivastava A. Impulse buying intentions of young consumers from a hedonic shopping perspective. J Indian Bus Res. 2017;9(4):266-82. . ;:. Google Scholar
- Semuel H, Sampurno F. Lifestyle, Motivation & purchase intension of luxury bag with Instagram facility as moderation on millennial generation. Proceeding of the 4th international conference on accounting, management and economics. Indonesia: ICAME; 2019. p. 9-26. . ;:. Google Scholar
- Noh M-J, Lee K-T. An analysis of perceived risk, shopping motives and purchase intension of the social commerce. J Inf Syst. 2011;20(4):205-32. . ;:. Google Scholar
- Woo SH, Hwang JS. The effect of fashion consumer's browsing motives and risk perception on purchase intention in social commerce. Journal of the Korean Society of Clothing and Textiles. 2013;37(6):772-85. . ;:. Google Scholar
- Babin BJ, Darden WR, Griffin M. Work and/or fun: measuring hedoric and utilitarian shopping value. J Con Res. 1994;20(4):644-56. . ;:. Google Scholar
- Jayawardhena C, Tiu Wright LT, Dennis C. Consumer online: intentions, orientations and segmentation. Int J Retail Distrib Manag. 2007;35(6):515-26. . ;:. Google Scholar
- Hahn J, Lee E-J. Shopping orientation impacting reuse intention of O2O services: focusing on the moderation of impulse buying tendency. Fashion Text Res J. 2018;20(6):645-55. . ;:. Google Scholar
- Donthu N, Garcia A. The internet shopper. J Advertising Res. 1999;39(3):52-8. . ;:. Google Scholar
- Handa M, Gupta N. A study of the relationship between shopping orientation and online shopping behavior among Indian youth. J Internet Com. 2014;13(1):22-44. . ;:. Google Scholar
- Zhang X, Prybutok VR, Strutton D. Modeling influences on impulse purchasing behaviors during online marketing transactions. J Mark Theor Pract. 2007;15(1):79-89. . ;:. Google Scholar
- Thọ NĐ. Phương pháp nghiên cứu khoa học trong kinh doanh. Nhà Xuất Bản Lao Động và Xã Hội. 2013. . ;:. Google Scholar
- Joreskog KG. Analysing psychological data by structural analysis of covariance matrices. trong contemporary developments in mathematical psychology Krantz DH, Atkinson RC, Luce RD, Supes P, editors. Vol. 2; 1971. p. 1-56. . ;:. Google Scholar
- Fornell C, Larcker DF. Evaluating structural equation models with unobserved variables and measurement error. J Mark Res. 1981;28(1):39-50. . ;:. Google Scholar
- Bagozzi RP, Yi Y. On the evaluation of structural equation models. J Acad Mark Sci. 1988;16(1):74-94. . ;:. Google Scholar
- Hair Jr.J.F., Wolfinbarger MF, Bush RP, Ortinau DJ 2014. Essentials of marketing research. 2nd ed. New York: McGraw-Hill. Irwin Publishing. . ;:. Google Scholar
- Steenkamp J-BEM, van Trijp HCM. The use of LISREL in validating marketing contructs. Int J Res Mark. 1991;8(4):283-99. . ;:. Google Scholar
- Sharma S, Durand RM, Gur-Arie O. Identification and analysis of moderator variables. J Mark Res. 1981;18(3):291-300. . ;:. Google Scholar
- Cortina JM, Chen G, Dunlap WP. Testing interaction effects in LISREL: examination and illustration of available procedures. Organ Res Methods. 2001;4(4):324-60. . ;:. Google Scholar
- Effendi I, Ginting P, Lubis AN, Fachruddin KA. Analysis of consumer behavior of organic food in north Sumatra Province, Indonesia. J Bus Manag. 2015;4(1):44-58. . ;:. Google Scholar
- Ping RA, Jr. Is there an example that shows all the steps in estimating a latent variable interaction/quadratic?; 2007a. (Online paper). . ;:. Google Scholar
- Ping RA, Jr. How should PRELIS or similar "preprocessor" software be used with LISREL, EQS, AMOS, etc. to create interactions/quadratics? (Online paper); 2007b. . ;:. Google Scholar
- Evans MG. A Monte Carlo study of the effects of correlated method variance in moderated multiple regression analysis. Organ Behav Hum Decis Processes. 1985;36(3):305-23. . ;:. Google Scholar
