Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sản phẩm có thành phần chính là tảo xoắn Spirulina của người tiêu dùng thành phố Hồ Chí Minh

nghiên cứu khi có hệ số Cronbach’s Alpha <0.6; và (2)Biến quan sát bị 
loại khỏi thang đo khi có hệ số tương quan biến tổng <0,3 
3.2.2 Kiểm định Cronbach’Alpha 
Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha thang đo độc lập 
Trong 4 thang đo độc lập chỉ có thang đo “Thái độ đối với SP+S” (Mã hóa là A) phải chạy Cronbach’s 
Alpha 2 lần. Lần 1, biến A4:“Tâm trạng của tôi sẽ được cải thiện khi tôi dùng SP+S” có hệ số tương 
quan biến tổng bằng 0,236<0,3 nên bị loại. Kết quả chạy lần 2, có hệ số Cronbach’s Alpha tổng thể của 
thang đo này tăng từ 0,811 lên 0,838>0,6. 6 biến quan sát còn lại có hệ số tương quan biến tổng đều lớn 
hơn 0.3. 
Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha thang đo phụ thuộc 
 CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH MUA SẢN PHẨM CÓ THÀNH PHẦN CHÍNH 103 
LÀ TẢO XOẮN SPIRULINA CỦA NGƯỜI TIÊU DÙNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH 
© 2020 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh 
Sau kiểm định lần 1, thang đo phụ thuộc “Ý định mua SP+S” (Mã hóa là E) có hệ số Cronbach’s Alpha là 
0,804>0,6 đồng thời cả 5 biến quan sát đều đạt yêu cầu để đưa vào bước phân tích tiếp theo. 
Tóm lại: Sau kiểm định Cronbach’s Alpha, biến quan sát của các thang đo độc lập bị loại 1 biến, còn lại 
20; số biến quan sát của thang đo phụ thuộc vẫn là 5 biến. 
3.2.3 Phân tích nhân tố khám phá (EFA) 
 Phân tích EFA với mục đích loại những biến quan sát có hệ số tải nhân tố (factor loading) nhỏ hơn 0,5 và 
kiểm tra độ lớn của phương sai trích. 
 Với thang đo độc lập, phân tích EFA lần đầu có hai biến là B2 và C4 cùng tải lên 2 hệ số nên phải xem xét 
để loại. Biến C4 tải lên 2 hệ số là 0,581 và 0,643 tương tự biến B2 là 0,615 và 0,655. Biến C4 bị loại trước 
vì hệ số tải nhân tố lớn nhất của biến này nhỏ hơn của B2 (0,643<0,655), tiếp tục phân tích tương tự để loại 
biến B2. Kết quả phân tích lần thứ ba-là lần cuối cùng, còn lại 18 biến: 
Bảng 2: Kiểm định KMO và Bartlett’s 
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. 0,891 
Bartlett's Test of Sphericity 
Approx. Chi-Square 1978,620 
Df 153 
Sig. 0,000 
Kết quả kiểm định có hệ số KMO = 0,891> 0.5 nên phân tích nhân tố là thích hợp. Giá trị Sig. (Bartlett’s 
test) = 0,000 < 0,05 chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể. 
Phân tích EFA cũng cho thấy, giá trị Eigenvalues = 1,163>1 của phương pháp trích Principal Components 
đã rút trích được 4 yếu tố từ 18 biến quan sát; tổng phương sai trích bằng 58,921%>50%, chứng tỏ rằng 
58,921% biến thiên của dữ liệu được giải thích bởi 4 yếu tố 
Bảng 3: Ma trận xoay các thành phần 
 Component Tên biến 
1 2 3 4 
A2 0,745 
THÁI ĐỘ 
(A) 
A3 0,718 
A1 0,716 
A5 0,712 
A6 0,696 
A7 0,688 
B5 0,726 
CHUẨN CHÙ 
QUAN 
(B) 
B4 0,708 
B3 0,702 
B1 0,698 
B6 0,692 
D2 0,770 
RỦI 
RO 
(D) 
D1 0,757 
D4 0,746 
D3 0,736 
C2 0,782 
HÀNH 
 VI (C) 
C3 0,731 
C1 0,686 
 Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả 
Với thang đo phụ thuộc, kết quả EFA có hệ số KMO = 0,831> 0,5 nên phân tích nhân tố là thích hợp, giá 
trị Sig. (Bartlett’s test) = 0,000 < 0,05 chứng tỏ các biến quan sát có tương quan với nhau trong tổng thể, 
tổng phương sai trích bằng 56,373% >50 % chứng tỏ 56.373% biến thiên của dữ liệu được giải thích bởi 1 
yếu tố. 
 104 CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH MUA SẢN PHẨM CÓ THÀNH PHẦN CHÍNH 
LÀ TẢO XOẮN SPIRULINA CỦA NGƯỜI TIÊU DÙNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH 
© 2020 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh 
Tóm lại: Với thang đo độc lập, sau phân tích EFA 2 biến quan sát bị loại là C4 và B2, số biến còn lại là 
18, tất cả chúng đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0.5 và được gom thành 4 nhóm yếu tố. Với thang đo phụ 
thuộc, hệ số tải nhân tố của 5 biến trong thành phần của nó cũng đều lớn hơn 0.5 và một yếu tố đã được tạo 
ra. Mô hình nghiên cứu được hiệu chỉnh sau EFA là: 
Hình 2: Mô hình nghiên cứu hiệu chỉnh 
3.2.4 Phân tích hồi quy bội 
Kết quả phân tích hồi quy bội cho thấy, các biến độc lập trong bảng Correlations đều có quan hệ tương 
quan với biến phụ thuộc với mức ý nghĩa Sig.<0,05. Trong đó, biến “Thái độ” có hệ số tương quan mạnh 
nhất (71,8%), tiếp theo là biến “Rủi ro” 63%, biến “Chuẩn chủ quan” là 52,6% và cuối cùng biến “Hành 
vi” có hệ số tương quan yếu nhất là 42,6% đối với biến phụ thuộc “Ý định mua SP+S”. Như vậy có ba biến 
là đồng biến và một biến là nghịch biến với biến phụ thuộc. 
Đồng thời, qua bảng này cũng bước đầu cho biết, không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập, 
vì hệ số tương quan của từng cặp biến độc lập đều nhỏ hơn 80%. 
Kết quả kiểm định độ phù hợp của mô hình thể hiện trong bảng 4. Theo đó, F=183,583 và Sig = 0,000 
<0,05 chứng tỏ mô hình lý thuyết phù hợp với thực tế, các biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến 
phụ thuộc 
Bảng 4: Phương sai ANOVAa 
Mô hình Tổng bình 
phương 
df Trung bình bình 
phương 
F Mức ý 
nghĩa Sig. 
1 
Regression 70,630 4 17,658 183,583 0,000b 
Residual 30,298 315 0,096 
Total 100,928 319 
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả 
Độ phù hợp của mô hình thể hiện trong bảng 5 là khá tốt, với R2 = 0,700 và R2 hiệu chỉnh = 0,696 chứng 
tỏ 69,6% “Ý định mua SP+S” được giải thích bởi 4 biến độc lập. Đồng thời mô hình không có hiện tượng 
tự tương quan vì hệ số Durbin-Watson =2,260 nằm trong khoảng 1-3. 
Bảng 5: Hệ số xác định 
Mô hình R R bình 
phương 
R bình phương 
hiệu chỉnh 
Sai số chuẩn ước 
lượng 
 Hệ số Durbin-Watson 
1 0,837a 0,700 0,696 0,31013 2,260 
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả 
Thái độ 
Chuẩn chủ quan 
Rủi ro 
Hành vi 
Ý định mua SP+P 
H1+ 
H2+ 
H4- 
H3+ 
 CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH MUA SẢN PHẨM CÓ THÀNH PHẦN CHÍNH 105 
LÀ TẢO XOẮN SPIRULINA CỦA NGƯỜI TIÊU DÙNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH 
© 2020 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh 
Độ lớn của các hệ số hồi quy bội được thể hiện trong bảng 6. Theo đó, biến thái độ có hệ số beta lớn nhất 
bằng 0,505; tiếp theo là biến rủi ro bằng -0,382; biến chuẩn chủ quan bằng 0,102 và cuối cùng biến sự 
kiểm soát hành vi với beta bằng 0,92 
Bảng 6: Hệ số hồi quy 
Mô hình Hệ số hồi quy chưa chuẩn 
hóa 
Hệ số hồi 
quy chuẩn 
hóa 
t Mức ý 
nghĩa 
Sig. 
Thống kê đa cộng 
tuyến 
B Std. Error Beta Độ chấp 
nhận 
Hệ số 
VIF 
1 
(Constant) 2,667 0,170 15,651 0,000 
A 0,357 0,025 0,505 14,090 0,000 0,741 1,350 
B 0,070 0,026 0,102 2,671 0,008 0,653 1,531 
C 0,057 0,022 0,092 2,537 0,012 0,725 1,379 
D -0,294 0,027 -0,382 -10,838 0,000 0,767 1,303 
a. Dependent Variable:E Nguồn: Tinh toán của nhóm tác giả 
 Cột cuối cùng của bảng 6 có hệ số VIF <10 thể hiện dữ liệu nghiên cứu không có hiện tượng đa cộng tuyến, 
các biến độc lập đảm bảo tính “độc lập” giữa chúng. 
Kết quả hồi quy trên đây cũng cho phép khẳng định, 4 giả thuyết của mô hình nghiên cứu đều được chấp 
nhận, ba biến độc lập là thái độ, chuẩn chủ quan, hành vi có tác động thuận chiều và một biến là rủi ro có 
tác động nghịch chiều lên biến phụ thuộc-Ý định mua SP+S. Cụ thể: 
Bảng 7: Kết quả kiểm định giả thuyết 
Tên giả 
thuyết 
Nội dung giả thuyết Kết luận 
H1. 
 Thái độ đối với SP+S có tác động đồng biến (+) đến ý định mua SP+S. 
Chấp nhận 
H2. 
Chuẩn chủ quan có tác động đồng biến (+) đến ý định mua SP+S. 
Chấp nhận 
H3. Sự kiểm soát hành vi được cảm nhận có tác động đồng biến (+) đến ý định 
mua SP+S. 
Chấp nhận 
H4. 
Rủi ro cảm nhận có tác động nghịch biến (-) đến ý định mua SP+S. 
Chấp nhận 
Nguồn: Kết quả kiểm định của nhóm tác giả 
Tiến hành kiểm định đặc trưng mẫu theo 5 tiêu chí là giới tính, độ tuổi, trình độ học vấn, nghề nghiệp và 
thu nhập, kết quả cho thấy, không có sự khác nhau về ý định mua SP+S giữa các nhóm khách hàng trong 
mẫu nghiên cứu. 
3.3 Một số hàm ý rút ra từ kết quả nghiên cứu 
 Hàm ý thứ nhất 
Kết quả nghiên cứu cho thấy biến “Thái độ” có tác động tích cực, thuận chiều đến ý định mua SP+S của 
khách hàng với beta bằng 0,505. Bởi vậy, các doanh nghiệp cần sử dụng hợp lý các loại kênh truyền thông 
nhằm đưa thông tin đến với người tiêu dùng (trước hết là nguời già và nguời có bệnh mãn tính) làm cho họ 
hiểu được lợi ích sức khỏe khi dùng SP+S, từ đó hình thành nơi người tiêu dùng thái độ tích cực và dẫn đến 
hành vi mua. 
Thực tế khảo sát tại TP.HCM đã cho thấy, vẫn còn khách hàng của các tiệm thuốc Tây chưa biết đến loại 
sản phẩm này và vì thế họ khá thờ ơ với SP+S. Bởi vậy, ngoài việc sử dụng kênh truyền thông đại chúng, 
các doanh nghiệp sản xuất và kinh doanh SP+S cần quan tâm sử dụng nhân viên của các tiệm thuốc Tây 
với một chế độ hoa hồng hợp lý để giới thiệu, quảng bá SP+S. 
 106 CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH MUA SẢN PHẨM CÓ THÀNH PHẦN CHÍNH 
LÀ TẢO XOẮN SPIRULINA CỦA NGƯỜI TIÊU DÙNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH 
© 2020 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh 
Hàm ý thứ hai 
Biến “Rủi ro” có tác động nghịch chiều và ảnh hưởng lớn, với beta bằng -0,382, đến ý định mua SP+S. Vì 
vậy, doanh nghiệp phải phấn đấu đạt được các chứng nhận chất lượng quốc tế như một sự cam kết về tính 
an toàn và chất lượng sản phẩm SP+S. Đồng thời, các doanh nghiệp phải xây dựng cho mình qui trình kiểm 
soát rủi ro, để kiểm soát tác dụng phụ cũng như tình trạng mất an toàn của sản phẩm. Cũng quan trọng 
không kém là doanh nghiệp phải có kênh tương tác với người tiêu dùng để luôn lắng nghe, giải đáp kịp thời 
những thắc mắc liên quan đến SP+S và tư vấn sử dụng sản phẩm. Kênh tương tác này của doanh nghiệp 
phải được thiết lập sao cho thuận tiện và hữu ích đối với người tiêu dùng 
 Hàm ý thứ ba 
Biến “Chuẩn chủ quan” có ảnh hưởng mạnh thứ ba và thuận chiều đến việc nảy sinh ý định mua SP+S nơi 
người tiêu dùng với beta bằng 0,102. Thực tế đã chỉ ra rằng, nhận thức về lợi ích của FOSHU nói chung, 
SP+S nói riêng thông qua truyền miệng có ảnh hưởng lớn đến người tiêu dùng. Bởi vậy, nếu nhận biết 
người trong cùng một gia đình, bà con, bạn bè, đồng nghiệp đã sử dụng SP+S, chắc chắn người tiêu dùng 
sẽ nảy sinh ý định mua loại sản phẩm này. Để thông tin truyền miệng đến được với người tiêu dùng, doanh 
nghiệp cần thúc đẩy các hoạt động cộng đồng nhằm thông tin về lợi ích của SP+S. Hiệu ứng của chiêu 
marketing lan truyền này sẽ đưa thông tin đến được với người tiêu dùng, kể cả người tiêu dùng chưa mấy 
quan tâm đến SP+S. Kết quả tất yếu là sẽ hình thành một xu hướng ứng xử mới đối với SP+S, từ đó làm 
tăng ý định mua. 
Hàm ý thứ tư 
Biến độc lập “Hành vi” có tác động thuận chiều và đây là biến có ảnh hưởng yếu nhất đến ý định mua SP+S 
của người tiêu dùng với beta bằng 0,092. Theo đó, các thông tin về sự hữu ích, sự an toàn sau khi dùng 
SP+S đối với sức khỏe và đối với hình thức con người được truyền thông, thì người tiêu dùng mới tiếp nhận 
thông tin qua giao tiếp “nghe”. Điều cần thiết đối với các doanh nghiệp kinh doanh SP+S là làm sao để cho 
người tiêu dùng tiếp nhận những thông tin đó qua giao tiếp rất quan trọng nữa là “thấy”. Bởi “trăm nghe 
không bằng mắt thấy”. Thấy ở đây có thể là thấy người thật hay thấy qua hình ảnh của những người đã sử 
dụng SP+S (tốt nhất là người nổi tiếng) đã sử dụng SP+S với hình thức nổi trội, khỏe mạnh,Từ đó, hình 
thành và kích thích người tiêu dùng của thành phố sử dụng sản phẩm tảo xoắn. 
4. HẠN CHẾ VÀ HƯỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO 
Hạn chế của nghiên cứu là việc lấy mẫu theo phương pháp chọn mẫu thuận tiện, phi xác suất và kích thước 
mẫu chưa lớn. Thêm nữa, thông tin thu thập cho nghiên cứu chỉ được thực hiện tại một số quận ở trung tâm 
thành phố. Vì vậy, các hàm ý quản trị chưa mang tính phổ quát cao cho cả TP.HCM. 
Tăng cường tính đại diện của mẫu nghiên cứu bằng cách lấy mẫu trên tất cả các quận, huyện của thành phố 
theo tỷ lệ dân số của từng quận, huyện trong tổng số dân của thành phố. Đồng thời đưa thêm vào mô hình 
nghiên cứu một số thang đo độc lập, biến kiểm soát mới. Kết quả là các hàm ý quản trị sẽ có tính phổ quát 
cao hơn cho cả TP.HCM. Ngoài ra, để công ty thực phẩm, trước hết là các công ty sản xuất bánh kẹo, thức 
ăn nhanh, thức ăn khô, bánh mì, đồ uống, tăng doanh số bán hàng, trong sản xuất cần nghiên cứu bổ sung 
thành phần tảo xoắn nhằm tăng dưỡng chất cho người tiêu dùng. Kết quả là thúc đẩy doanh số không những 
cho ngành sản xuất thực phẩm mà còn cho cả ngành sản xuất và kinh doanh tảo xoắn. 
5. KẾT LUẬN 
Ý định mua sản phẩm SP+S phụ thuộc đến 69,6% bốn yếu tố trong mô hình nghiên cứu. Theo đó có bốn 
hàm ý quản trị đã được đề xuất. Hy vọng rằng, những hàm ý này, nếu được các doanh nghiệp kinh doanh 
SP+S thực hiện, sẽ làm gia tăng ý định mua của người tiêu dùng tại TP.HCM nói riêng và cả nuớc nói 
chung đối với loại sản phẩm có nguồn gốc tự nhiên và thân thiện với môi trường này./. 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
[1] Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational behavior and human decision process, 50, 179-211. 
 CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH MUA SẢN PHẨM CÓ THÀNH PHẦN CHÍNH 107 
LÀ TẢO XOẮN SPIRULINA CỦA NGƯỜI TIÊU DÙNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH 
© 2020 Trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh 
 [2] Annunziata, A. & Vecchio, R. (2011). Factors affecting Italian consumer attitudes toward functional food. 
Agbioforum, 14(1), 10-32. 
[3] Hair Jr., J. F., Haddock, R. L., & Michael, S. Q. (1998). Multivariate Data Analysis with Readings. Englewood 
Cliffs, NJ: Prentice-Hall. 
[4] Markovina, J., Cacic, J., Kljusuric, J. G. & Kovacic, D. (2011). Young consumers' perception of functional foods 
in Croatia. British food journal, 113(1), 7-16. 
[5] Mitchell, C. & Ring, E. (2010). Swedish consumers' attitudes and purchase intentions of functional food - A study 
based on the theory of planned behavior. Master Thesis, UMEA Universitet 
[6] O'Connor, E.L. & White, K. M. (2010). Willingness to trial functional foods and vitamin supplements: the role 
of attitudes, subjective norms and dread of risks. Food quality and preference, 21(1), 75-81. 
[7] Rezai, G., Teng, P. K., Mohamed, Z. & Shamsudin, M. N. (2012). Functional food knowledge and perceptions 
among young consumers in Malaysia. International journal of economics and management sciences. 6(3), 2012. 
 [8] Urala, N. (2005). Functional food in Finland. VTT publication 
 [9] Phạm Xuân Giang và Lê Thanh Hòa (2018). Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua thực phẩm an toàn của người 
tiêu dùng tại một số quận trung tâm TP.HCM. Tạp chí Khoa học và Công nghệ trường ĐH Công nghiệp TP.HCM, Số 
34. 
 [10] Lê Thùy Hương (2014). Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến ý định mua thực phẩm an toàn của cư dân đô 
thị - Lấy ví dụ tại Thành phố Hà Nội. Luận án tiến sĩ, Đại học Kinh tế Quốc dân Hà Nội. 
[11] Nguyễn Thị Thu Hà (2015). Nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua thực phẩm chức năng của người 
tiêu dùng tại Đà Nẵng. Luận văn thạc sỹ, Đại học Đà Nẵng. 
 [12] Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008). Phân tích dữ liệu nghiên cứu SPSS. Nhà xuất bản Thống kê. 
[13] Nguyễn Đình Thọ (2011). Phương pháp nghiên cứu khoa học trong kinh doanh. Nhà xuất bản Lao động Xã hội, 
Hà Nội. 
 Ngày nhận bài: 28/06/2019 
Ngày chấp nhận đăng: 28/08/2019