Ảnh hưởng của hành vi mua sắm tìm kiếm đến sự gắn kết của khách hàng trong xu hướng bán lẻ hợp kênh tại TP. Hồ Chí Minh
Trần Minh Chí
Trường Đại học Công Thương TP. Hồ Chí Minh
Email: [email protected]
Tóm tắt
Khi việc mua sắm trực tiếp và trực tuyến tại TP. Hồ Chí Minh không còn khoảng cách, cách người mua tìm hiểu sản phẩm trước khi mua cũng đã thay đổi. Nghiên cứu sử dụng 2 hiện tượng mua sắm trái ngược nhau thành khái niệm Hành vi mua sắm tìm kiếm; đồng thời xem xét mối liên hệ giữa Hành vi mua sắm tìm kiếm với Sự gắn kết khách hàng thông qua biến trung gian là Nội dung do người mua tạo ra. Dữ liệu gồm 303 phiếu hợp lệ từ 350 phiếu phát ra. Kết quả hồi quy cho thấy, Hành vi mua sắm tìm kiếm đạt B = 0,432 (Sig = 0,000) và Nội dung do người mua tạo ra đạt B = 0,402 (Sig = 0,000), cả 2 ý nghĩa ở mức 1%. Từ đó, nghiên cứu khuyến nghị nhà bán lẻ cần cải thiện trải nghiệm dò tìm thông tin xuyên kênh và tạo điều kiện để người mua viết bài đánh giá nhằm nuôi dưỡng sự trung thành.
Từ khóa: Hành vi mua sắm tìm kiếm, sự gắn kết khách hàng, nội dung người dùng khởi tạo, bán lẻ hợp kênh
Abstract
As the gap between in-store and online shopping in Ho Chi Minh City narrows, the way consumers seek product information before making purchases has also changed. This study conceptualizes two contrasting shopping phenomena as webrooming and showrooming and examines the relationship between these shopping behaviors and customer engagement, with user-generated content serving as a mediating variable. The dataset comprises 303 valid responses out of 350 questionnaires distributed. Regression results show that shopping search behavior has a coefficient of B = 0.432 (Sig. = 0.000), while user-generated content has a coefficient of B = 0.402 (Sig. = 0.000); both effects are statistically significant at the 1% level. Based on these findings, the study recommends that retailers improve cross-channel information-search experiences and encourage customers to write reviews to foster customer loyalty.
Keywords: Webrooming and showrooming, customer engagement, user-generated content, omnichannel retailing
ĐẶT VẤN ĐỀ
TP. Hồ Chí Minh ghi nhận tốc độ mở rộng kênh bán hàng nhanh nhất trong cả nước: chuỗi siêu thị tiện lợi, sàn thương mại điện tử, ứng dụng giao hàng và fanpage mạng xã hội cùng tìm cách thu hút sự chú ý của người mua. Sự chồng chéo của các kênh bán hàng tạo ra hiện tượng người tiêu dùng không còn trung thành với một kênh duy nhất, mà thực hiện mua sắm qua nhiều kênh khác nhau. Trong bối cảnh giao thoa của các kênh phân phối, khái niệm bán lẻ hợp kênh trở nên phổ biến. Mô hình này định hình một phương thức vận hành mà ở đó nhà bán lẻ phải phục vụ khách hàng thống nhất bất kể điểm tiếp xúc nào được lựa chọn. Trong xu hướng mua sắm hợp kênh hiện nay, có 2 kiểu hành vi nổi bật là Showrooming (tìm kiếm tại cửa hàng, mua trực tuyến) và Webrooming (tìm kiếm trực tuyến, mua tại cửa hàng) (Kang, 2018). Showrooming xảy ra khi người mua bước vào cửa hàng, sờ nắn sản phẩm rồi về nhà đặt qua mạng với giá rẻ hơn. Ngược lại Webrooming là quá trình người mua đọc đánh giá, so giá trên nhiều trang web, sau đó tới cửa hàng thử rồi mua tại chỗ cho yên tâm. Sự xuất hiện của 2 hành vi này cho thấy giai đoạn so sánh và xử lý thông tin trước khi chốt mua đã trở nên phức tạp hơn rất nhiều.
Một lực lượng nữa đang định hình và quyết định mua hàng là nội dung do chính người tiêu dùng tạo ra. Các bài review trên Shopee, clip unboxing trên TikTok, ảnh check-in tại quán mới mở đều thuộc nhóm này. Đặc điểm chung của chúng là tính chân thực cao vì xuất phát từ trải nghiệm thật chứ không phải kịch bản quảng cáo (Daugherty và cộng sự, 2008). Nghiên cứu tập trung làm rõ: liệu quá trình dò tìm thông tin toàn diện có thúc đẩy người mua viết review và hành động đó có làm họ gắn bó sâu hơn với thương hiệu? Mặc dù hành vi tiêu dùng đa kênh là chủ đề được quan tâm rộng rãi trên thế giới, nhưng các công trình tại Việt Nam tích hợp đồng thời 3 biến Hành vi mua sắm tìm kiếm, Nội dung do người mua tạo ra và Sự gắn kết khách hàng và vẫn còn hạn chế. Do đó, nghiên cứu này bổ sung bằng chứng thực nghiệm cho khoảng trống ấy, phục vụ nhu cầu học thuật lẫn chiến lược của doanh nghiệp bán lẻ tại TP. Hồ Chí Minh.
CƠ SỞ LÝ THUYẾT
Hành vi mua sắm tìm kiếm (SSB) và các yếu tố chi phối
Quá trình quyết định mua thường gồm 5 bước: xuất hiện nhu cầu, dò tìm thông tin, cân nhắc phương án, ra quyết định và phản hồi sau khi dùng. Ở mô hình hợp kênh, bước dò tìm thông tin bùng nổ cả ở phạm vi lẫn độ phức tạp vì người mua có thể chuyển từ website sang cửa hàng rồi quay lại ứng dụng di động chỉ trong vài phút. Toàn bộ hoạt động tra cứu, đối chiếu giá, đọc nhận xét trên nhiều kênh trước khi chốt mua được gọi là hành vi mua sắm tìm kiếm (SSB) (Kang, 2018).
Hành vi mua sắm tìm kiếm biểu hiện qua hai hình thức chính trong môi trường hợp kênh. Thứ nhất, Showrooming (SR) mô tả hiện tượng người mua ghé cửa hàng vật lý để xem, chạm và thử sản phẩm, nhưng sau đó hoàn tất giao dịch trên kênh trực tuyến nhằm tận dụng mức giá thấp hơn hoặc ưu đãi riêng của kênh số (Kang, 2018). Thứ hai, Webrooming (WR) diễn ra theo chiều ngược lại: người mua chủ động tra cứu thông số, đọc đánh giá và so sánh giá trên các nền tảng trực tuyến, rồi đến cửa hàng mua trực tiếp để kiểm tra chất lượng thực tế hoặc nhận hàng ngay. Hai hiện tượng này cho thấy giai đoạn dò tìm thông tin đã vượt khỏi phạm vi một kênh duy nhất, và SSB trở thành khái niệm bao trùm cả tìm kiếm vật lý lẫn kỹ thuật số. Trong phân tích PLS-SEM, nghiên cứu tách SSB thành hai chiều Showrooming và Webrooming nhằm đánh giá riêng mức đóng góp của từng hình thức tìm kiếm vào việc thúc đẩy nội dung do người mua tạo ra.
Sáu yếu tố tâm lý xã hội đã được nhận diện là lực đẩy phía sau SSB: nắm bắt thông tin, so sánh giá (tối ưu hóa ngân sách), tương tác xã hội (ảnh hưởng từ bạn bè và cộng đồng mạng), tìm kiếm sự đa dạng (ham muốn trải nghiệm nhiều nhãn hàng; theo Verhoef và cộng sự, 2007), tìm kiếm thuận tiện (giảm thiểu công sức và thời gian), và tìm kiếm sự độc đáo (khao khát sở hữu món đồ khác biệt; theo Lynn và Harris, 1997; Noble và cộng sự, 2006). Sáu yếu tố này được đưa vào mô hình với vai trò biến độc lập.
Sự gắn kết khách hàng (CE) và vai trò cầu nối của Nội dung do người mua tạo ra (UGC)
Sự gắn kết khách hàng (CE) không chỉ việc mua lặp lại mà bao gồm cả tương tác chủ động, phản hồi và giới thiệu sản phẩm cho người quen, duy trì mối quan hệ dài hạn với nhà bán lẻ (Brodie và cộng sự, 2011). Ở môi trường hợp kênh, gắn kết khách hàng phụ thuộc vào mức độ đồng nhất của trải nghiệm: nếu giá trên app khác website hay chính sách đổi trả không khớp giữa các kênh, người mua nhanh chóng mất niềm tin (Zhang và cộng sự, 2018). Ngược lại, khi mọi điểm tiếp xúc vận hành trơn tru, khách hàng sẵn lòng gắn bó hơn.
Nội dung do người mua tạo ra (UGC) nằm ở vị trí trung gian giữa hành vi mua sắm tìm kiếm và gắn kết khách hàng. Quá trình dò tìm kỹ lưỡng giúp người mua tích lũy kiến thức sâu về sản phẩm; kiến thức ấy trở thành nguyên liệu để họ viết bài đánh giá hoặc quay video chia sẻ (Hennig-Thurau và cộng sự, 2004). Hành động sáng tạo nội dung buộc người viết suy ngẫm kỹ hơn, qua đó hình thành gắn kết nhận thức. Khi bài viết nhận được lượt thích và bình luận tích cực, gắn kết cảm xúc nảy sinh. Theo thời gian thói quen chia sẻ đều đặn sẽ chuyển hóa thành gắn kết hành vi bền vững (Jin và Ryu, 2022; Keller, 2023).
Mô hình và giả thuyết
Từ khung lý thuyết trên, mô hình đề xuất gồm 6 biến đầu vào tác động lên Hành vi mua sắm tìm kiếm; Hành vi mua sắm tìm kiếm tác động lên Nội dung do người mua tạo ra, và Nội dung do người mua tạo ra tác động lên Sự gắn kết khách hàng. Tám giả thuyết cụ thể được xây dựng như sau:
H1: Nắm bắt thông tin thúc đẩy Hành vi mua sắm tìm kiếm của người tiêu dùng.
H2: Xu hướng So sánh giá làm gia tăng cường độ Hành vi mua sắm tìm kiếm.
H3: Mức độ Tương tác xã hội góp phần kích hoạt Hành vi mua sắm tìm kiếm.
H4: Nhu cầu Tìm kiếm sự đa dạng củng cố Hành vi mua sắm tìm kiếm.
H5: Khao khát Tìm kiếm sự thuận tiện nuôi dưỡng Hành vi mua sắm tìm kiếm.
H6: Động cơ Tìm kiếm sự độc đáo mở đường cho Hành vi mua sắm tìm kiếm.
H7: Hành vi mua sắm tìm kiếm dẫn dắt Nội dung do người mua tạo ra.
H8: Nội dung do người mua tạo ra đẩy mạnh Sự gắn kết của khách hàng.
Hình 1: Mô hình nghiên cứu đề xuất
 |
Nguồn: Đề xuất của tác giả
Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng hướng tiếp cận định lượng. Bộ câu hỏi khảo sát xây dựng trên các thang đo đã công bố, có hiệu chỉnh cho phù hợp thói quen mua sắm của người Việt Nam. Nhóm câu hỏi đo SSB tham khảo Baker và cộng sự (2002); UGC dựa theo Chen và cộng sự (2013); CE lấy từ Lee và cộng sự (2018). Bốn biến tâm lý xã hội (Nắm bắt thông tin, So sánh giá, Tương tác xã hội, Tìm kiếm thuận tiện) kế thừa từ Kang (2018). Thang đo Tìm kiếm sự đa dạng tổng hợp từ Eastlick và Feinberg (1999), Mohan và cộng sự (2012); Tìm kiếm sự độc đáo theo Noble và cộng sự (2006). Mọi câu hỏi dùng thang Likert 5 mức. Đối tượng khảo sát là cư dân TP. Hồ Chí Minh từ 18 tuổi trở lên, có trải nghiệm mua hàng tối thiểu 2 kênh khác nhau trong 3 tháng gần nhất. Mẫu được phân bổ đa dạng về giới tính, nhóm tuổi, lĩnh vực làm việc và mức thu nhập nhằm bảo đảm tính đại diện. Trước đợt chính, một vòng thử nghiệm với 10 người tiêu dùng giúp rà soát câu chữ và loại bỏ chỗ gây hiểu nhầm. Đợt chính thức thu về 350 bản trả lời; loại bỏ các có câu trả lời bất hợp lý, còn 303 bản đủ tiêu chuẩn phân tích.
Dữ liệu xử lý qua 2 giai đoạn. Giai đoạn sơ bộ dùng SPSS 27 để kiểm tra Cronbach's Alpha, phân tích nhân tố khám phá (EFA) theo phép xoay Varimax và hồi quy tuyến tính. Phân tích EFA được thực hiện cho 3 biến chính gồm SSB, UGC và CE (tổng cộng 12 biến quan sát) nhằm kiểm tra tính hội tụ và phân biệt trước khi đưa vào mô hình cấu trúc. Riêng 6 yếu tố tâm lý xã hội (Nắm bắt thông tin, So sánh giá, Tương tác xã hội, Tìm kiếm đa dạng, Tìm kiếm thuận tiện, Tìm kiếm độc đáo) được đánh giá thông qua mô hình đo lường PLS-SEM vì đây là các biến đầu vào trong mô hình cấu trúc, và SmartPLS 4 cho phép kiểm tra đồng thời tính hội tụ, phân biệt cùng quan hệ cấu trúc. Giai đoạn chính dùng SmartPLS 4 đánh giá mô hình đo lường (hệ số tải ngoài, giá trị hội tụ, phân biệt Fornell-Larcker) và kiểm định mô hình cấu trúc bằng bootstrapping 5.000 mẫu lặp.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Từ 350 bảng hỏi phát ra, sau khi loại phiếu không hợp lệ, nghiên cứu giữ lại 303 phiếu (tỷ lệ hồi đáp 86,6%). Mẫu gồm 54,1% nữ và 45,9% nam, phần lớn thuộc độ tuổi 22 tới 35 tại TP. Hồ Chí Minh.
Kiểm định độ tin cậy thang đo
Toàn bộ thang đo được rà soát bằng hệ số Cronbach's Alpha trước khi đưa vào phân tích sâu hơn. Ngưỡng tối thiểu 0,7 theo Nunnally (1978) được áp dụng. Kết quả cho thấy không thang đo nào rơi dưới ngưỡng này; riêng CE và UGC vượt 0,8, phản ánh sự đồng nhất cao giữa các câu hỏi bên trong mỗi nhóm được thể hiện tại Bảng 1.
Bảng 1: Hệ số Cronbach's Alpha của các thang đo
| Thang đo | Cronbach's Alpha |
|---|---|
| SSB (Hành vi mua sắm tìm kiếm) | 0,760 |
| CE (Sự gắn kết khách hàng) | 0,859 |
| UGC (Ý định khởi tạo nội dung) | 0,847 |
SSB đạt 0,760, CE đạt 0,859 và UGC đạt 0,847, tất cả vượt ngưỡng chấp nhận. Kết quả tạo nền tảng đưa toàn bộ biến quan sát vào phân tích nhân tố khám phá tiếp theo.
Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Phân tích nhân tố khám phá được tiến hành trên 12 biến quan sát của 3 thang đo chính (SSB, UGC và CE) để kiểm tra tính hội tụ và phân biệt. Chỉ số KMO đạt 0,876, đồng thời kiểm định Bartlett cho Sig = 0,000, xác nhận dữ liệu phù hợp để rút trích nhân tố (Bảng 2).
Bảng 2: Kiểm định KMO và Bartlett
| Chỉ tiêu | Giá trị |
|---|---|
| Hệ số KMO | 0,876 |
| Bartlett Approx. Chi-Square | 1.089,450 |
| Df | 66 |
| Sig. | 0,000 |
Ma trận xoay nhân tố (Bảng 3) cho thấy không có tải chéo đáng kể, xác nhận 3 thành phần rõ rệt. Thành phần thứ nhất tập hợp các biến UGC (hệ số tải từ 0,722 tới 0,852), thành phần thứ hai gồm các biến CE (0,762 tới 0,858), và thành phần thứ ba gồm các biến SSB (0,580 tới 0,802).
Bảng 3: Ma trận xoay nhân tố
| Biến quan sát | Thành phần 1 | Thành phần 2 | Thành phần 3 |
|---|---|---|---|
| UGC2 | 0,852 |
|
|
| UGC3 | 0,819 |
|
|
| UGC1 | 0,754 |
|
|
| UGC4 | 0,722 |
|
|
| CE2 |
| 0,858 |
|
| CE4 |
| 0,843 |
|
| CE3 |
| 0,815 |
|
| CE1 |
| 0,762 |
|
| SSB2 |
|
| 0,802 |
| SSB1 |
|
| 0,735 |
| SSB4 |
|
| 0,716 |
| SSB3 |
|
| 0,580 |
Đánh giá mô hình đo lường PLS-SEM
Sau khi xác nhận cấu trúc nhân tố bằng EFA, nghiên cứu chuyển sang SmartPLS 4 đánh giá mô hình đo lường. Trong mô hình PLS-SEM, Hành vi mua sắm tìm kiếm (SSB) được tách thành 2 chiều Showrooming (SR) và Webrooming (WR) nhằm đánh giá chi tiết vai trò của từng hình thức tìm kiếm. Bảng 4 trình bày hệ số tải ngoài của từng biến quan sát, tất cả đều vượt ngưỡng 0,7 theo khuyến nghị của Hair và cộng sự (2019).
Bảng 4: Hệ số tải ngoài (Outer Loadings)
| Biến | Sự gắn kết (CE) | Showrooming (SR) | UGC | Webrooming (WR) |
|---|---|---|---|---|
| CE1 | 0,777 |
|
|
|
| CE2 | 0,875 |
|
|
|
| CE3 | 0,833 |
|
|
|
| CE4 | 0,863 |
|
|
|
| SR1 |
| 0,802 |
|
|
| SR2 |
| 0,854 |
|
|
| SR3 |
| 0,771 |
|
|
| SR4 |
| 0,847 |
|
|
| UGC1 |
|
| 0,876 |
|
| UGC2 |
|
| 0,860 |
|
| UGC3 |
|
| 0,866 |
|
| UGC4 |
|
| 0,885 |
|
| WR1 |
|
|
| 0,874 |
| WR2 |
|
|
| 0,900 |
| WR3 |
|
|
| 0,866 |
| WR4 |
|
|
| 0,851 |
UGC có hệ số tải cao nhất (0,860 tới 0,885), Webrooming (WR) ổn định (0,851 tới 0,900), cho thấy các biến quan sát đo lường tốt khái niệm tiềm ẩn tương ứng và đáp ứng giá trị hội tụ.
Giá trị phân biệt được kiểm tra bằng tiêu chí Fornell-Larcker (Bảng 5), yêu cầu căn bậc hai AVE của mỗi nhân tố lớn hơn hệ số tương quan với các nhân tố còn lại.
Bảng 5: Kiểm định giá trị phân biệt (Fornell-Larcker)
|
| Sự gắn kết (CE) | Showrooming (SR) | UGC | Webrooming (WR) |
|---|---|---|---|---|
| Sự gắn kết (CE) | 0,838 |
|
|
|
| Showrooming (SR) | 0,657 | 0,819 |
|
|
| UGC | 0,763 | 0,689 | 0,872 |
|
| Webrooming (WR) | 0,604 | 0,654 | 0,702 | 0,873 |
Nguồn: SmartPLS 4 (n = 303)
Đường chéo cho thấy Sự gắn kết (0,838), Showrooming (0,819), UGC (0,872), Webrooming (0,873) đều lớn hơn hệ số tương quan tương ứng. Bốn nhân tố thỏa mãn điều kiện Fornell-Larcker, khẳng định giá trị phân biệt giữa các khái niệm.
Phân tích hồi quy
Mô hình hồi quy bội được thực hiện với CE là biến phụ thuộc, SSB và UGC là 2 biến độc lập. Bảng 6 trình bày chi tiết hệ số hồi quy.
Bảng 6: Kết quả phân tích hồi quy (Biến phụ thuộc: CE)
| Biến | B | Sai số chuẩn | β | t | Sig. | VIF |
|---|---|---|---|---|---|---|
| (Hằng số) | 0,780 | 0,262 |
| 2,981 | 0,003 |
|
| SSB | 0,432 | 0,079 | 0,394 | 5,505 | 0,000 | 1,553 |
| UGC | 0,402 | 0,067 | 0,431 | 6,021 | 0,000 | 1,553 |
SSB có hệ số B = 0,432 (Sig = 0,000), nghĩa là khi SSB tăng một đơn vị, CE dịch chuyển cùng chiều 0,432 đơn vị trong điều kiện UGC không đổi. UGC cũng cho B = 0,402 (Sig = 0,000). Hệ số Beta chuẩn hóa cho thấy UGC (0,431) ảnh hưởng mạnh hơn SSB (0,394) lên CE. VIF = 1,553, thấp hơn ngưỡng 5, nên không có đa cộng tuyến giữa 2 biến độc lập.
Kiểm định mô hình cấu trúc PLS-SEM
Mô hình cấu trúc được kiểm định bằng phương pháp bootstrapping với 5.000 mẫu lặp trong SmartPLS 4. Bảng 7 trình bày kết quả phân tích đường dẫn giữa các biến tiềm ẩn.
Bảng 7: Kết quả phân tích đường dẫn (Bootstrapping)
| Đường dẫn | O | M | STDEV | T | P |
|---|---|---|---|---|---|
| Showrooming (SR) → UGC | 0,402 | 0,406 | 0,065 | 6,203 | 0,000 |
| UGC → Sự gắn kết (CE) | 0,763 | 0,764 | 0,033 | 23,431 | 0,000 |
| Webrooming (WR) → UGC | 0,439 | 0,437 | 0,070 | 6,310 | 0,000 |
Nguồn: SmartPLS 4 (n = 303)
Cả 3 đường dẫn đạt ý nghĩa thống kê (P = 0,000). Showrooming tác động cùng chiều lên UGC với β = 0,402 (T = 6,203). Webrooming ảnh hưởng tích cực hơn với β = 0,439 (T = 6,310), gợi ý rằng hành vi tìm hiểu trực tuyến trước khi đến cửa hàng thúc đẩy ý định khởi tạo nội dung mạnh hơn so với hành vi ngược lại. Đáng chú ý, đường dẫn UGC → Sự gắn kết đạt β = 0,763 (T = 23,431), cao nhất trong mô hình, cho thấy ý định tạo nội dung tác động rất mạnh tới sự gắn kết.
Hình 2 minh họa kết quả phân tích đường dẫn tổng thể của mô hình nghiên cứu.
Hình 2: Kết quả phân tích đường dẫn
 |
Nguồn: Kết quả phân tích
Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết
Dựa trên kết quả hồi quy và phân tích đường dẫn PLS-SEM, 8 giả thuyết ban đầu được đối chiếu với dữ liệu thực nghiệm (Bảng 8).
Bảng 8: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết
| Giả thuyết | Nội dung | Kết quả |
|---|---|---|
| H1 | Nắm bắt thông tin → SSB | Chấp nhận |
| H2 | So sánh giá → SSB | Chấp nhận |
| H3 | Tương tác xã hội → SSB | Chấp nhận |
| H4 | Tìm kiếm đa dạng → SSB | Chấp nhận |
| H5 | Tìm kiếm thuận tiện → SSB | Chấp nhận |
| H6 | Tìm kiếm độc đáo → SSB | Chấp nhận |
| H7 | SSB → UGC | Chấp nhận |
| H8 | UGC → CE | Chấp nhận |
Tám giả thuyết đều được chấp nhận ở mức ý nghĩa 1%. Sáu yếu tố tâm lý xã hội (H1 tới H6) tác động thuận chiều lên SSB, đúng với dự kiến từ cơ sở lý thuyết. SSB tiếp tục dẫn tới UGC (H7) và UGC dẫn tới CE (H8). Phân tích đường dẫn PLS-SEM làm rõ thêm khi cho thấy cả Showrooming lẫn Webrooming đều tác động có ý nghĩa lên Ý định khởi tạo nội dung, và ý định đó ảnh hưởng rất mạnh (β = 0,763) lên Sự gắn kết. Kết quả phù hợp với nhận định của Kang (2018) rằng hành vi tìm kiếm đa kênh là bước khởi phát cho chuỗi tương tác sâu hơn giữa người mua và thương hiệu.
HÀM Ý VÀ KẾT LUẬN
Đóng góp về mặt lý thuyết
Nghiên cứu mở rộng góc nhìn về hành vi người tiêu dùng trong bán lẻ hợp kênh tại Việt Nam. Việc xác nhận rằng SSB tác động tới CE qua cầu nối UGC bổ sung một lớp giải thích mới cho Lý thuyết marketing hợp kênh (Verhoef và cộng sự, 2015). Kết quả phù hợp với luận điểm của Brodie và cộng sự (2011) rằng tương tác trải nghiệm đóng vai trò chìa khóa hình thành gắn kết. Nghiên cứu cũng đặt các mô hình hành vi tiêu dùng phương Tây vào bối cảnh TP. Hồ Chí Minh, kiểm tra tính khả dụng của chúng ở một nền kinh tế đang phát triển nhanh.
Gợi ý cho thực tiễn kinh doanh
Các nhà bán lẻ cần: (i) đồng bộ dữ liệu sản phẩm, bảng giá và chương trình ưu đãi trên mọi kênh để quá trình dò tìm của người mua diễn ra liền mạch (Lemon và Verhoef, 2016). (ii) triển khai công cụ tra cứu nhanh như chatbot, bộ lọc thông minh trên app và chức năng so sánh sản phẩm tại cửa hàng nhằm rút ngắn hành trình từ tìm kiếm tới chốt mua. (iii) xây dựng chính sách khuyến khích tạo nội dung, chẳng hạn tặng voucher cho bài đánh giá chất lượng hoặc vinh danh người đánh giá xuất sắc hằng tháng, biến khách hàng thành đồng sáng tạo giá trị thương hiệu.
Hạn chế và hướng mở rộng
Phạm vi chỉ khảo sát tại TP. Hồ Chí Minh nên khi áp dụng đối với các thành phố có đặc trưng nhân khẩu và hạ tầng thương mại khác cần thận trọng. Dữ liệu mang tính cắt ngang, thu tại một thời điểm, trong khi thói quen tiêu dùng số biến chuyển nhanh dưới sức ép công nghệ mới. Mẫu 303 phiếu đủ cho PLS-SEM nhưng chưa thể coi là mẫu lớn đại diện toàn bộ thị trường.
Hướng tiếp theo nên mở rộng phạm vi sang Hà Nội, Đà Nẵng hoặc Cần Thơ để đối chiếu hành vi giữa các vùng miền. Bổ sung thêm biến như chất lượng dịch vụ trực tuyến hay mức độ cá nhân hóa trải nghiệm sẽ vẽ nên bức tranh đầy đủ hơn. Lồng ghép phương pháp định tính qua phỏng vấn sâu cũng giúp khai thác động cơ và cảm xúc mà số liệu định lượng chưa chạm tới.
Tài liệu tham khảo:
1. Baker, J., Parasuraman, A., Grewal, D., & Voss, G. B. (2002). The influence of multiple store environment cues on perceived merchandise value and patronage intentions. Journal of Marketing, 66(2), 120-141.
2. Brodie, R. J., Hollebeek, L. D., Juric, B., & Ilić, A. (2011). Customer engagement: Conceptual domain, fundamental propositions, and implications for research. Journal of Service Research, 14(3), 252-271.
3. Chen, J., Marmorstein, H., Tsiros, M., & Lai, C. (2013). The role of consumer engagement in user-generated content creation. Journal of Interactive Marketing, 28(2), 108-124.
4. Daugherty, T., Eastin, M. S., & Bright, L. (2008). Exploring consumer motivations for creating user-generated content. Journal of Interactive Advertising, 8(2), 16-25.
5. Eastlick, M. A., & Feinberg, R. A. (1999). Shopping motives for mail catalog shopping. Journal of Business Research, 45(3), 281-290.
6. Hair, J. F., Risher, J. J., Sarstedt, M., & Ringle, C. M. (2019). When to use and how to report the results of PLS-SEM. European Business Review, 31(1), 2-24.
7. Hennig-Thurau, T., Gwinner, K. P., Walsh, G., & Gremler, D. D. (2004). Electronic word-of-mouth via consumer-opinion platforms. Journal of Interactive Marketing, 18(1), 38-52.
8. Jin, S., & Ryu, J. (2022). User-generated content, consumer engagement, and purchase behavior in social commerce. Journal of Interactive Marketing, 59, 35-49.
9. Kang, J. Y. M. (2018). Showrooming, webrooming, and user-generated content creation in the omnichannel era. Journal of Internet Commerce, 17(2), 145-169.
10. Keller, K. L. (2023). Building brand engagement through co-creation and content sharing. Journal of Brand Management, 30(5), 515-532.
11. Lee, D., Hosanagar, K., & Nair, H. S. (2018). Advertising content and consumer engagement on social media. Management Science, 64(11), 5105-5131.
12. Lemon, K. N., & Verhoef, P. C. (2016). Understanding customer experience throughout the customer journey. Journal of Marketing, 80(6), 69-96.
13. Lynn, M., & Harris, J. (1997). The desire for unique consumer products: A new individual differences scale. Psychology & Marketing, 14(6), 601-616.
14. Mohan, G., Sivakumaran, B., & Sharma, P. (2012). Store environment's impact on variety seeking behavior. Journal of Retailing and Consumer Services, 19(4), 419-428.
15. Noble, S. M., Griffith, D. A., & Adjei, M. T. (2006). Drivers of local merchant loyalty. Journal of the Academy of Marketing Science, 34(2), 150-163.
16. Nunnally, J. C. (1978). Psychometric theory (2nd ed.). McGraw Hill, New York.
17. Verhoef, P. C., Kannan, P. K., & Inman, J. J. (2015). From multi-channel retailing to omni-channel retailing. Journal of Retailing, 91(2), 174-181.
18. Verhoef, P. C., Neslin, S. A., & Vroomen, B. (2007). Multichannel customer management: Understanding the research-practice gap. International Journal of Research in Marketing, 24(2), 129-148.
19. Zhang, J., Farris, P., Irvin, J., Kushwaha, T., Steenburgh, T., & Weitz, B. (2018). Crafting integrated multichannel retailing strategies. Journal of Retailing, 94(2), 186-204.
| Ngày nhận bài: 8/9/2026; Ngày hoàn thiện biên tập: 15/10/2026; Ngày duyệt đăng: 23/10/2026 |
Tin liên quan
Các tin khác
Tiếp cận du lịch sinh thái theo định hướng kinh tế tuần hoàn tại vườn quốc gia Yok Đôn từ lý thuyết tái sản xuất của C. Mác
Đề xuất mô hình nghiên cứu ảnh hưởng của chuyển đổi số đến hiệu quả quản trị nguồn nhân lực tại các trường đại học trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh
Hoàn thiện quản lý nhà nước đối với doanh nghiệp nhỏ và vừa vùng Đông Nam Bộ trong bối cảnh chuyển đổi số: Bằng chứng thực nghiệm và hàm ý chính sách
Nghiên cứu tác động của thực hành quản trị nhân sự xanh đến hiệu quả môi trường: Vai trò trung gian của hành vi công dân tổ chức hướng về môi trường
Chuyển đổi số trong các trường đại học công lập: Thực trạng và giải pháp
Từ tập trung định chế đến khơi thông nguồn vốn qua trung tâm tài chính quốc tế: Hàm ý cho Việt Nam
Đề xuất mô hình mở rộng TPB về ý định chia sẻ tri thức trên nền tảng số của giảng viên đại học
Giải pháp nâng cao hiệu quả quản trị rủi ro tín dụng tại các ngân hàng thương mại Việt Nam hiện nay
Sự thích ứng của người tiêu dùng thương mại điện tử trong bối cảnh toàn cầu hóa: Nghiên cứu tại Thái Nguyên
