Nghiên cứu mô hình sự trung thành thương hiệu của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường Long Trị tỉnh Hậu Giang

Chia sẻ: Bautroibinhyen17 Bautroibinhyen17 | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:7

Thêm vào BST

Báo xấu

68
lượt xem 6
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Mục tiêu của bài nghiên cứu là tìm ra các yếu tố tác động đến sự trung thành của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường Long Trị nhằm góp phần tránh tình trạng rớt giá khi vào vụ vì nguyên nhân người tiêu dùng không trung thành.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Nghiên cứu mô hình sự trung thành thương hiệu của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường Long Trị tỉnh Hậu Giang

Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 97 – 103 Part B: Political Sciences, Economics and Law NGHIÊN CỨU MÔ HÌNH SỰ TRUNG THÀNH THƯƠNG HIỆU CỦA NGƯỜI TIÊU DÙNG ĐỐI VỚI SẢN PHẨM QUÝT ĐƯỜNG LONG TRỊ TỈNH HẬU GIANG Nguyễn Hoàng Khởi1, Mai Văn Nam1 1 Trường Đại học Cần Thơ Thông tin chung: Ngày nhận bài: 06/03/2015 Ngày nhận kết quả bình duyệt: 22/06/2015 Ngày chấp nhận đăng: 06/2016 Title: Reseach the model of consumers’ brand loyalty to the Long Tri tangerin of Hau Giang province Từ khóa: Quýt đường Long Trị, thương hiệu, sự trung thành Keywords: Long Tri swett tangerines, brand, loyalty ABSTRACT After having surveyed 215 consumers based in Can Tho city and Hau Giang province that chose to buy a random sample of Long Tri sweet tangerines at their convenience, the researcher applied the multivariate regression analysis in treating the collected data and verifying the hypotheses about the factors influencing consumer loyalty towards this brandname. The result of the research was a regression model with four main factors: quality as the greatest influence (0.32); price (0.26); information (0.23); and safety (0.21) respectively. These factors and values could serve as a reference to increasing the level of consumer satisfaction about Long Tri sweet tangerines. To this end, the paper suggested possible ways of achieving this commercial goal. TÓM TẮT Thông qua nghiên cứu 215 người tiêu dùng trên địa bàn Cần Thơ và Hậu Giang đã mua sản phẩm quýt đường Long Trị bằng phương pháp chọn mẫu ngẫu nhiên và thuận tiện, tác giả sử dụng phương pháp hồi quy đa biến và kiểm định các giả thiết của mô hình hồi quy về các yếu tố liên quan đến sự trung thành thương hiệu của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường Long Trị. Tác giả đã đưa ra được mô hình hồi quy đa biến về sự trung thành của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường Long Trị bao gồm bốn yếu tố chính: yếu tố đầu tiên là yếu tố chất lượng, đây là yếu tố ảnh hưởng lớn nhất đến sự trung thành (0,32); tiếp theo là yếu tố giá (0,26); yếu tố thứ ba là yếu tố thông tin (0,23); yếu tố cuối cùng là an toàn (0,21). Các yếu tố và các giá trị này có ý nghĩa tham khảo để gia tăng sự hài lòng của người tiêu dùng với thương hiệu quýt đường Long Trị tỉnh Hậu Giang. Qua nghiên cứu tác giả cũng đưa ra một vài khuyến nghị nhằm nâng cao sự hài lòng của người tiêu dùng đối với thương hiệu quýt đường Long Trị. Long thì quýt đường Long Trị còn là mặt hàng được ưa chuộng tại các tỉnh miền Đông Nam Bộ. 1. GIỚI THIỆU Quýt đường Long Trị là một trong những đặc sản chủ lực của tỉnh Hậu Giang được ưa chuộng bởi vị ngọt thơm ngon, màu sắc hấp dẫn, và có giá trị dinh dưỡng cao. Ngoài nhu cầu tiêu thụ ngày càng tăng ở thị trường các tỉnh Đồng bằng sông Cửu Trong thực tế, dù quýt đường Long Trị tỉnh Hậu Giang đã có thương hiệu, được đăng ký nhãn hiệu và được cấp bảo hộ chỉ dẫn địa lý nhưng người tiêu dùng vẫn chưa nhận biết được sản phẩm quýt 97 Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 97 – 103 Part B: Political Sciences, Economics and Law đường Long Trị, mà chỉ biết được loại trái cây họ mua là quýt hay quýt đường. Vì thế, vấn đề được đặt ra là cần có sự quan tâm của các nhà khoa học, các cơ quan hoạch định chính sách của tỉnh Hậu Giang và đặc biệt là những tác nhân trong kênh phân phối sản phẩm quýt đường Long Trị để xây dựng và phát triển thương hiệu cũng như đánh giá sự trung thành của người tiêu dùng đối với thương hiệu quýt đường Long Trị so với các loại quýt khác trên thị trường. Mục tiêu của bài nghiên cứu là tìm ra các yếu tố tác động đến sự trung thành thương hiệu của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường Long Trị, một vấn đề ảnh hưởng lớn đến việc xây dựng và phát triển thương hiệu quýt đường Long Trị tỉnh Hậu Giang hiện nay. thương hiệu trái cây được xác định là tích của ba yếu tố: thị phần, giá tương đối và sự quay lại của khách hàng (sự trung thành). Mỗi yếu tố này là một mặt của một thương hiệu trái cây mạnh. Mặt khác, có một sự đánh đổi giữa các yếu tố này. Ví dụ giá trái cây tăng quá cao có thể làm giảm sự mong muốn mua thêm lần nữa do đó dẫn đến việc giảm thị phần trái cây đó trên thị trường. Qua các định nghĩa nêu trên thì có thể rút ra rằng trung thành thương hiệu không chỉ là việc đơn thuần mua sản phẩm đó mà là sự mua lại, hoặc ít nhất là được người tiêu dùng nói tốt về thương hiệu đó để khuyến khích người khác sử dụng. Do đó, mục tiêu của bài nghiên cứu là tìm ra các yếu tố tác động đến sự trung thành của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường Long Trị nhằm góp phần tránh tình trạng rớt giá khi vào vụ vì nguyên nhân người tiêu dùng không trung thành. 2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1 Cơ sở lý thuyết Theo Dick và Basu (1994) cho rằng, một người tiêu dùng được xem là thực sự trung thành khi họ có thái độ tích cực đối với thương hiệu và mua thương hiệu một cách ổn định. Theo Amine, A (1998) định nghĩa trung thành thương hiệu là hành vi mua một thương hiệu nhất định lặp đi lặp lại trong một khoảng thời gian dài. Theo Oliver (1999) định nghĩa trung thành thương hiệu là sự cam kết mua lặp lại ổn định một sản phẩm ưa thích trong tương lai. Theo Bill Moran giá trị 2.2 Mô hình nghiên cứu Mô hình đánh giá mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến sự trung thành của khách hàng có dạng như sau: Y=f(Xi), với Y là biến phụ thuộc ; Xi là các biến độc lập (i= 1, 2, … n) Bảng 1. Diễn giải các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu Biến số (Xi) Diễn giải CHATLUONG Chất lượng của quýt, được đo bằng mức độ hài lòng thông qua điểm số từ 1 đến 5 điểm, với 1 là rất không hài lòng và 5 là rất hài lòng. ANTOAN Tính an toàn khi dùng quýt, được đo bằng mức độ hài lòng thông qua điểm số từ 1 đến 5 điểm, với 1 là rất không hài lòng và 5 là rất hài lòng. GIA Giá của quýt, được đo bằng mức độ hài lòng thông qua điểm số từ 1 đến 5 điểm, với 1 là rất không hài lòng và 5 là rất hài lòng. THUANTIEN Tính thuận tiện khi mua quýt, được đo bằng mức độ hài lòng của khách hàng thông qua điểm số từ 1 đến 5 điểm, với 1 là rất không hài lòng và 5 là rất hài lòng. 98 Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 97 – 103 Part B: Political Sciences, Economics and Law Biến số (Xi) THONGTIN Diễn giải Thông tin là biến giả, nhận giá trị 1 nếu có tiếp nhận được thông tin qua các kênh truyền thông, nhận giá trị 0 nếu không tiếp nhận được thông tin. Biến phụ thuộc (Y) trong mô hình là biến SUTRUNGTHANH, SUTRUNGTHANH được đo bằng các thang điểm từ 1 đến 5, với 1 là chắc chắn không mua lại,…, 5 là chắc chắn sẽ mua lại. 2.3 Phương pháp phân tích Tác giả sử dụng phương pháp thống kê mô tả với các chỉ tiêu như số trung bình, tần suất, tỷ lệ,... để phản ánh thực trạng sự trung thành của người tiêu dùng. Song song đó, mô hình hồi quy tuyến tính đa biến được sử dụng để ước lượng mức độ tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc; đồng thời sử dụng phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất để ước lượng mô hình hồi quy trên. Nghiên cứu này sử dụng mô hình hồi quy đa biến vì kỳ vọng rằng mức độ hài lòng của các yếu tố giá cả, chất lượng, sự an toàn, tính thuận tiện và thông tin càng cao thì khả năng mua lại càng lớn, điều này cũng phù hợp với thực tế. Mô hình hồi quy tuyến tính có dạng như sau: SUTRUNGTHANH = β0 + β1GIA + β2CHATLUONG + β3ANTOAN + β4THUANTIEN + β5THONGTIN 2.4 Dữ liệu nghiên cứu Để đảm tính khoa học, tính đại diện của số liệu sơ cấp, nhóm nghiên cứu sử dụng phương pháp chọn mẫu phân tầng kết hợp với chọn mẫu thuận tiện để tiến hành khảo sát. Tiêu chí phân tầng theo địa bàn nghiên cứu. Đối với các quan sát tại địa bàn Cần Thơ do số lượng quýt đường bán ra không dồi dào như Hậu Giang nên nhóm nghiên cứu chọn phương pháp chọn mẫu thuận tiện. Đối với các quan sát tại Hậu Giang, nhóm tác giả tiến hành thu thập số liệu qua các bước sau: (1) Lập danh sách các điểm bán quýt trên địa bàn nghiên cứu, (2) Phân chia các điểm nghiên cứu theo địa bàn cấp huyện, (3) Tiến hành phỏng vấn người tiêu dùng mua quýt tại các điểm đã lập danh sách phân chia, cứ 2 người tiêu dùng mua quýt sẽ phỏng vấn 1 người. β0: là hằng số; β1, β2, β3, β4, β5: là các tham số thể hiện mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc. Dự báo dấu của các tham số β: Tham số β1 kỳ vọng mang dấu dương (β1>0), vì khi mức độ hài lòng về giá càng cao thì SUTRUNGTHANH càng lớn. Tham số β2 kỳ vọng mang dấu dương (β2>0), vì khi mức độ hài lòng về chất lượng càng cao, càng được đảm bảo thì SUTRUNGTHANH càng lớn. Tham số β3 kỳ vọng mang dấu dương (β3>0), vì khi mức độ hài lòng về tính an toàn của sản phẩm càng cao thì SUTRUNGTHANH càng lớn. Đối tượng phỏng vấn là người tiêu dùng có sử dụng quýt đường Long Trị với cỡ được chọn mẫu là 215. Cụ thể: 155 quan sát ở Hậu Giang, 60 quan sát ở Cần Thơ. Thời gian triển khai cuộc điều tra từ tháng 06/2014 đến tháng 12/2014. Tham số β4 kỳ vọng mang dấu dương (β4>0), vì khi mức độ hài lòng về sự thuận tiện càng cao thì SUTRUNGTHANH càng lớn. Tham số β5 kỳ vọng mang dấu dương (β5>0), vì khi người tiêu dùng tiếp cận được với các thông tin thì SUTRUNGTHANH sẽ lớn hơn. 3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 3.1 Kiểm định các giả thiết 99 Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 97 – 103 Part B: Political Sciences, Economics and Law *Kiểm định t-statistic Bảng 2. Kiểm định t Biến số t-statistic t-bảng =0,5% GIA 4,242 2,204 Bác bỏ giả thiết H0 CHATLUONG 5,026 2,204 Bác bỏ giả thiết H0 ANTOAN 3,021 2,204 Bác bỏ giả thiết H0 THUANTIEN 1,632 2,204 Chấp nhận giả thiết H0 THONGTIN 3,122 2,204 Bác bỏ giả thiết H0 Qua bảng trên ta thấy : Giá trị t-statistic của tất cả các biến số đều có ý nghĩa về mặt thống kê, ngoại trừ biến số THUANTIEN. Vì có ít nhất một giá trị t-statistic > t-bảng (ở mức ý nghĩa 5%), nên chúng tôi bác bỏ giả thiết H0: β1 = β2 = β3 = β4 = β5 =0 Kết luận một biến độc lập là tổ hợp tuyến tính của các biến còn lại. Ảnh hưởng của hiện tượng đa cộng tuyến: - Các ước lượng βi là không xác định được. - Các ước lượng của độ lệch chuẩn là không xác định. - Phương sai và sai số chuẩn lớn sẽ dẫn đến khoảng tin cậy lớn hơn so với thực tế. *Kiểm định F-Statistic Giả thiết: H0: β1 = β2 = β3 = β 4 = β 5 = 0 k = 5 (k là số biến độc lập trong mô hình) Để tiến hành kiểm chứng hiện tượng đa cộng tuyến của mô hình, nghiên cứu tiến hành ước lượng các mô hình hồi quy riêng lẻ để xem xét các hệ số tương quan cặp giữa các biến độc lập. df2 = N-k = 215 -5 = 210 (N là số biến quan sát) Các mô hình hồi quy: Fbảng, 5, 210 ~ 5,35 (mức ý nghĩa = 5%) (1) GIA = a0 + a1CHATLUONG + a2ANTOAN + a3THUANTIEN + a4THONGTIN H1: Có ít nhất 1 βi khác 0. Tức là mô hình tồn tại. F-statistic = 21,92 Như vậy, F-Statistic > F-bảng, 5, 210. Bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận giả thiết H1, tức là mô hình tồn tại. (2) CHATLUONG = b0 + b1ANTOAN + b2THUANTIEN +b3THONGTIN 3.2 Kiểm định các vi phạm giả thiết của mô hình (3) ANTOAN c2THONGTIN * Hiện tượng đa cộng tuyến = c0 + c1THUANTIEN + Kết quả ước lượng của 3 mô hình trên như sau: Hiện tượng đa cộng tuyến là hiện tượng có ít nhất Bảng 3. Kết quả ước lượng mô hình Mô hình R2mô hình bổ sung R2mô hình gốc Mô hình (1) 0,15 0,72 Không có hiện tượng đa cộng tuyến Mô hình (2) 0,16 0,72 Không có hiện tượng đa cộng tuyến Mô hình (3) 0,12 0,72 Không có hiện tượng đa cộng tuyến 100 Kết luận Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 97 – 103 Part B: Political Sciences, Economics and Law Hệ số tương quan cặp giữa các biến độc lập như sau: Bảng 4. Hệ số tương quan cặp giữa các biến độc lập ANTOAN CHATLUONG 1 GIA THUANTIEN THONGTIN 0,326 -0,021 0,224 0,232 1 -0,006 -0,026 0,181 1 ANTOAN 0,361 -0,094 1 -0,106 CHATLUONG GIA THUANTIEN THONGTIN 1 Qua kết quả kiểm định ở Bảng 4 thì giá trị của các hệ số tương quan cặp không cao, hệ số R2 của các mô hình hồi quy bổ sung nhỏ hơn hệ số R2 của mô hình hồi quy gốc, do đó bác bỏ hiện tượng đa cộng tuyến của mô hình. Wstat = N. R2acti = 215*0,04 = 8,60 γ2df=k = γ217 = 28,062 (k = 17 là số biến độc lập của mô hình hồi quy nhân tạo) W-stat < γ20,05; 17: Chấp nhận giả thiết H0: γ1 = γ2 = γ3 = γ4 = γ5 = γ6 = γ7 = γ8 = γ9 = γ10 = γ11 = γ12 =0. Tức là mô hình hồi quy nhân tạo không tồn tại hay nói cách khác không có hiện tượng phương sai không đồng đều trong mô hình nghiên cứu. * Phương sai không đồng đều Hiện tượng phương sai không đồng đều là hiện tượng mà các phương sai của đường hồi quy của tổng thể ứng với các giá trị của các biến độc lập là khác nhau, tức là phương sai không phải là một hằng số. Để kiểm định hiện tương phương sai không đồng đều, nghiên cứu dùng kiểm định White Test. 3.3 Kết quả ước lượng của mô hình SUTRUNGTHANH = -0,58 + 0,26 GIA + 0,32 CHATLUONG + 0,21 ANTOAN -0,04THUANTIEN + 0,23 THONGTIN Mô hình hồi quy nhân tạo được ước lượng để kiểm định White Test như sau: Giá trị R2 = 0,72, tức là mức độ giải thích của mô hình so với thực tế đạt độ tin cậy 72%, còn 28% là các yếu tố khác không nghiên cứu trong mô hình. δt2 = α1 + α2GIAt + α3GIA2t + α4GIAt*CHATLUONGt*ANTOANt*THUANTIENt Với kết quả ước lượng trên, giả sử khi tất cả các biến độc lập đều đạt giá trị là 1 (rất không hài lòng) thì SUTRUNGTHANH đạt trị số là 0,4. Điều này phù hợp với thực tế khi các yếu tố giá, chất lượng, tính an toàn, sự thuận tiện và thông tin được người tiêu dùng đánh giá ở mức rất không hài lòng thì sự hài lòng của người tiêu dùng sẽ ở mức rất thấp, sự hài lòng chưa đạt trị số 1 là do ảnh hưởng bởi hằng số β0 mang dấu âm và các yếu tố khác chưa nghiên cứu trong mô hình. Hay khi tất cả các biến độc lập đều đạt giá trị 5 (rất hài lòng) thì SUTRUNGTHANH chỉ đạt trị số là 4,32 (hài lòng ở mức khá), chưa đạt trị số 5 là cũng do ảnh hưởng bởi hằng số β0 mang dấu âm và các +α5GIAt*CHATLUONGt*ANTOANt + α6GIAt*CHATLUONGt + α7GIAt*ANTOANt +α8CHATLUONGt+ α9CHATLUONG2t + α10CHATLUONGt*ANTOANt*THUANTIENt +α11CHATLUONGt*ANTOANt + α12CHATLUONGt*THUANTIENt + α13ANTOANt +α14ANTOAN2t+ α15ANTOANt*THUANTIENt + α16THUANTIENt + α17THUANTIEN2t +α18THONGTINt Hệ số xác định của mô hình hàm hồi quy nhân tạo: R2acti = 0,04. Hệ số White test: 101