Thực hành quản trị chuỗi cung ứng xanh tác động đến lòng trung thành của khách hàng trong ngành hàng F&B tại Hà Nội

Trần Hoài Nam

Email: [email protected]

Hoàng Tuệ Lam, Cao Tâm Đan

Đại học Kinh tế Quốc dân, Hà Nội, Việt Nam

Minh Khánh Nguyễn

Đại học Tài chính và Kinh tế Thượng Hải, Thượng Hải, Trung Quốc

Tóm tắt

Nghiên cứu này nhằm phân tích tác động của các thực hành của quản trị chuỗi cung ứng xanh đến lòng trung thành của khách hàng trong ngành thực phẩm và đồ uống (F&B) tại Hà Nội, đồng thời kiểm định vai trò trung gian của niềm tin khách hàng. Dữ liệu được thu thập từ 251 người tiêu dùng và phân tích bằng phương pháp PLS-SEM, kết quả đạt được kỳ vọng đóng góp vào lý thuyết hành vi khách hàng và cung cấp hàm ý quản trị cho doanh nghiệp F&B trong việc xây dựng chiến lược chuỗi cung ứng xanh.

Từ khóa: Quản trị chuỗi cung ứng xanh, lòng trung thành khách hàng, ngành F&B, PLS-SEM, Hà Nội

Summary

This study aims to examine the impact of green supply chain management (GSCM) practices on customer loyalty in the food and beverage (F&B) industry in Hanoi, while also testing the mediating role of customer trust. Data were collected from 251 consumers and analyzed using the PLS-SEM method. The findings are expected to contribute to the literature on consumer behavior and provide managerial implications for F&B enterprises in developing green supply chain strategies.

Keywords: Green supply chain management, customer loyalty, F&B industry, PLS-SEM, Ha Noi

ĐẶT VẤN ĐỀ

Trong bối cảnh phát triển bền vững ngày càng trở thành yêu cầu chiến lược, doanh nghiệp không chỉ chịu áp lực giảm thiểu tác động môi trường mà còn phải chuyển hóa các nỗ lực này thành giá trị cảm nhận và hành vi tích cực của khách hàng. Trong xu hướng đó, quản trị chuỗi cung ứng xanh (GSCM) được xem là một cách tiếp cận quan trọng nhằm tích hợp yếu tố môi trường vào toàn bộ vòng đời sản phẩm (Bukhari và cộng sự, 2025; Sarkis và cộng sự, 2011).

Đồng thời, người tiêu dùng ngày càng quan tâm đến bảo vệ môi trường, an toàn thực phẩm và trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp (Nguyen và cộng sự, 2020; Yadav và Pathak, 2017). Trong bối cảnh này, niềm tin khách hàng đóng vai trò trung tâm trong việc xây dựng mối quan hệ dài hạn, đặc biệt trong ngành F&B với mức độ rủi ro cảm nhận cao (Tetteh và cộng sự, 2025). Các thực hành GSCM, thông qua việc minh bạch thông tin, đóng vai trò như tín hiệu đáng tin cậy giúp củng cố niềm tin và thúc đẩy lòng trung thành (Chen và Chang, 2013; Karim và cộng sự, 2024; Tetteh và cộng sự, 2025).

Tuy nhiên, bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ này trong ngành F&B tại các nền kinh tế mới nổi như Việt Nam vẫn còn hạn chế. Đồng thời, các nghiên cứu trước chủ yếu tập trung vào tác động trực tiếp của GSCM, trong khi vai trò trung gian của niềm tin và sự khác biệt giữa các thực hành cụ thể chưa được làm rõ.

Do đó, nghiên cứu này nhằm phân tích tác động của các thực hành GSCM đến lòng trung thành khách hàng tại Hà Nội, đồng thời kiểm định vai trò trung gian của niềm tin. Nghiên cứu góp phần làm rõ cơ chế tác động của GSCM và cung cấp hàm ý quản trị cho doanh nghiệp F&B.

GIẢ THUYẾT VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

Thực hành GSCM và niềm tin khách hàng

Các thực hành GSCM thể hiện cam kết của doanh nghiệp đối với trách nhiệm môi trường và phát triển bền vững trong toàn chuỗi giá trị. Trong ngành F&B, chúng không chỉ mang ý nghĩa vận hành mà còn là tín hiệu giúp khách hàng đánh giá doanh nghiệp. Cụ thể, bao bì xanh (EP) truyền tải trực tiếp cam kết môi trường; mua hàng xanh (GP) phản ánh lựa chọn nguồn cung thân thiện; nhãn sinh thái (EL) xác thực thông tin và tăng niềm tin; còn sản xuất xanh (GM) thể hiện cam kết dài hạn, nâng cao hình ảnh và danh tiếng. Do mức độ “hiển thị” và khả năng truyền tải khác nhau, tác động của các thực hành GSCM đến niềm tin khách hàng (CT) có thể không đồng nhất. Vì vậy, nghiên cứu đề xuất:

H1: GSCM tác động tích cực đến CT.

H1a: EP → CT;

H1b: GP → CT;

H1c: EL → CT;

H1d: GM → CT.

Niềm tin khách hàng (CT) là cơ chế trung tâm chuyển hóa nhận thức thành hành vi trung thành (CL), đặc biệt trong bối cảnh bất định như F&B. CT phản ánh sự sẵn sàng chấp nhận rủi ro dựa trên kỳ vọng doanh nghiệp minh bạch và đáng tin cậy. Khi được thiết lập, CT làm tăng giá trị cảm nhận và sự sẵn lòng chi trả (WP), củng cố ý định mua lại (BI) và thúc đẩy truyền miệng tích cực (WM). Do đó, nghiên cứu đề xuất::

H2: CT tác động tích cực đến CL.

H2a: CT → WP;

H2b: CT → BI;

H2c: CT → WM.

Theo thuyết các bên liên quan, thực hành GSCM giúp nâng cao hình ảnh, uy tín và giá trị cảm nhận, từ đó thúc đẩy lòng trung thành. EP dễ nhận biết và ảnh hưởng trực tiếp đến WP, BI, WM; GP củng cố nhận thức về chất lượng và đạo đức; EL tăng minh bạch và độ tin cậy; GM thể hiện cam kết dài hạn, tăng gắn bó với thương hiệu. Vì vậy, nghiên cứu đề xuất:

H3: EP → WP, BI, WM.

H4: GP → WP, BI, WM.

H5: EL → WP, BI, WM.

H6: GM → WP, BI, WM.

CT đóng vai trò trung gian giữa GSCM và lòng trung thành. EP, GP, EL và GM đều góp phần hình thành niềm tin thông qua các cơ chế khác nhau (tính hữu hình, trách nhiệm xã hội, xác thực thông tin và cam kết dài hạn), từ đó ảnh hưởng gián tiếp đến WP, BI và WM. Do đó:

H7: CT trung gian giữa EP và WP, BI, WM;

H8: CT trung gian giữa GP và WP, BI, WM;

H9: CT trung gian giữa EL và WP, BI, WM;

H10: CT trung gian giữa GM và WP, BI, WM.

Hình 1: Mô hình nghiên cứu đề xuất

Nguồn: Nhóm tác giả đề xuất

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Nghiên cứu áp dụng phương pháp kết hợp định tính và định lượng. Ở giai đoạn định tính, các lý thuyết và nghiên cứu trước về GSCM, niềm tin và lòng trung thành khách hàng được tổng hợp nhằm xây dựng mô hình và phát triển thang đo.

Ở giai đoạn định lượng, dữ liệu được thu thập từ 251 người tiêu dùng tại Hà Nội thông qua khảo sát trực tuyến với phương pháp chọn mẫu thuận tiện. Mẫu nghiên cứu chủ yếu là người tiêu dùng trẻ, trong đó nữ giới chiếm 60.6% và nhóm tuổi 18–34 chiếm 63.7%; phần lớn có trình độ đại học và thuộc nhóm sinh viên hoặc nhân viên văn phòng.

Dữ liệu được phân tích bằng SPSS và SmartPLS 4.0. Các thang đo được kiểm định thông qua Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá (EFA), trước khi tiến hành phân tích PLS-SEM.

Nghiên cứu sử dụng cách viết số thập phân theo chuẩn quốc tế.

KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN

Đánh giá thang đo và EFA

Kết quả kiểm định cho thấy các thang đo đều đạt độ tin cậy với Cronbach’s Alpha từ 0.851-0.939 (> 0.7) và hệ số tương quan biến - tổng > 0.3, nên giữ lại toàn bộ 35 biến quan sát.

Phân tích EFA cho biến độc lập cho thấy dữ liệu phù hợp (KMO = 0.904; Sig. = 0.000), Eigenvalue > 1, tổng phương sai trích 75.998% và hệ số tải > 0.5, khẳng định giá trị hội tụ.

Với biến phụ thuộc “lòng trung thành khách hàng”, EFA lần đầu trích 3 nhân tố (KMO = 0.934), loại WP1 do tải chéo. Sau khi loại, EFA lần hai vẫn cho 3 nhân tố (KMO = 0.929), phương sai trích tăng lên 73.675%, các hệ số tải đều > 0.5.

Biến trung gian “CT” cũng đạt yêu cầu (KMO = 0.765; Sig. < 0.001), phương sai trích 88.072%. Nhìn chung, các thang đo đảm bảo độ tin cậy và giá trị hội tụ, phù hợp cho các phân tích tiếp theo.

Phân tích mô hình cấu trúc tuyến tính từng phần (PLS-SEM)

Mô hình đo lường

Đánh giá mô hình đo lường cho thấy các biến tiềm ẩn đều đạt độ tin cậy và giá trị hội tụ. Cụ thể, Cronbach’s Alpha dao động từ 0.821-0.940 (> 0.7), độ tin cậy tổng hợp (rho_C) từ 0.882-0.957 và AVE từ 0.651-0.881 (Hair và cộng sự, 2021).

Hệ số tải ngoài của các biến quan sát nằm trong khoảng 0.749-0.948 (> 0.7), cho thấy các chỉ báo có mức độ đại diện tốt và được giữ lại. Về giá trị phân biệt, tất cả các chỉ số HTMT đều đạt ngưỡng chấp nhận (Henseler và cộng sự, 2015), khẳng định các biến tiềm ẩn có sự phân biệt rõ ràng trong mô hình.

Mô hình cấu trúc

Hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập được tiến hành nhằm đánh giá hiệu quả mô hình cấu trúc. Theo Hair và cộng sự (2021), giá trị VIF nhỏ hơn 5 (và lý tưởng là dưới 3) cho thấy không tồn tại vấn đề đa cộng tuyến nghiêm trọng. Kết quả cho thấy các giá trị VIF dao động từ 1.663 đến 2.538, đều nằm dưới ngưỡng khuyến nghị, như vậy mô hình không gặp vấn đề đa cộng tuyến và các ước lượng trong mô hình cấu trúc là đáng tin cậy.

Tác động trực tiếp

EL có tác động mạnh nhất đến CT (β = 0.413; p < 0.001), cho thấy vai trò nổi bật của tín hiệu môi trường trong việc giảm bất cân xứng thông tin và củng cố niềm tin. EP cũng ảnh hưởng đáng kể đến lòng trung thành, đặc biệt là hành vi mua lại (BI; β = 0.300; p < 0.001) và sẵn lòng chi trả (WP; β = 0.284; p = 0.001).

CT tiếp tục giữ vai trò trung tâm khi tác động tích cực đến cả ba khía cạnh WP, BI và WM, khẳng định yếu tố tâm lý trong việc chuyển hóa GSCM thành hành vi khách hàng. GP ảnh hưởng đến BI và WM nhưng không tác động đến WP, cho thấy sự khác biệt trong cơ chế hình thành lòng trung thành.

Ngược lại, GM và một số tác động trực tiếp của EL đến lòng trung thành không có ý nghĩa thống kê, hàm ý các yếu tố này chủ yếu ảnh hưởng gián tiếp thông qua biến trung gian (Bảng 1).

Bảng 1: Kết quả kiểm định mối quan hệ trực tiếp

Nguồn: Tổng hợp kết quả của nhóm nghiên cứu

Tác động gián tiếp (vai trò trung gian)

EP có tác động gián tiếp đến ý định chi trả (β = 0.036; p = 0.087) và truyền miệng (β = 0.040; p = 0.078) thông qua niềm tin, cho thấy các tín hiệu môi trường có thể thúc đẩy hành vi khách hàng thông qua cơ chế niềm tin. Trong khi đó, EL thể hiện hiệu ứng trung gian mạnh mẽ khi có tác động gián tiếp đáng kể đến toàn bộ các thành phần của lòng trung thành, bao gồm ý định chi trả (β = 0.096; p = 0.009), hành vi mua lại (β = 0.083; p = 0.027) và truyền miệng (β = 0.106; p = 0.011).

Tương tự, GM cũng cho thấy tác động gián tiếp đáng kể đến ý định chi trả (β = 0.060; p = 0.047) và truyền miệng (β = 0.067; p = 0.021), củng cố vai trò của niềm tin như một cơ chế chuyển hóa các thực hành xanh thành phản ứng hành vi của khách hàng. Ngược lại, các tác động gián tiếp liên quan đến GP không có ý nghĩa thống kê, cho thấy vai trò trung gian của niềm tin không được xác lập trong trường hợp này.

Nhìn chung, các kết quả này củng cố lập luận rằng CT là cơ chế truyền dẫn then chốt trong mối quan hệ giữa GSCM và hành vi trung thành, kết quả thể hiện ở Bảng 2.

Bảng 2: Kết quả kiểm định mối quan hệ gián tiếp

Nguồn: Tổng hợp kết quả của nhóm nghiên cứu

Các biến nội sinh trong mô hình đạt mức giải thích (Hệ số xác định R²) từ trung bình đến cao. Cụ thể, CT có R² = 0.606, cho thấy các thực hành GSCM giải thích được hơn 60% phương sai của biến này. Các thành phần của lòng trung thành đều đạt chấp nhận của mô hình. Những kết quả này cho thấy mô hình có khả năng giải thích đáng kể hành vi của khách hàng trong bối cảnh nghiên cứu.

HÀM Ý QUẢN TRỊ

Từ góc độ quản trị, kết quả nghiên cứu cho thấy các thực hành GSCM cần được triển khai không chỉ như hoạt động vận hành mà còn như công cụ truyền tín hiệu nhằm xây dựng CT. Các yếu tố có tính hiển thị cao như EL và EP cần được thiết kế theo hướng minh bạch, dễ nhận diện và dễ hiểu đối với người tiêu dùng. Bên cạnh đó, CT đóng vai trò trung tâm trong việc phát triển lòng trung thành, đòi hỏi sự nhất quán giữa cam kết và thực thi trong toàn bộ chuỗi cung ứng. Doanh nghiệp không chỉ cần triển khai các thực hành xanh mà còn phải truyền thông hiệu quả để nâng cao nhận thức và giảm sự hoài nghi. Ngoài ra, do không phải tất cả các thực hành GSCM đều có tác động trực tiếp, doanh nghiệp nên ưu tiên các hoạt động có khả năng tạo tín hiệu mạnh và dễ nhận biết, đồng thời tích hợp với chiến lược truyền thông và xây dựng thương hiệu để tối đa hóa hiệu quả trong bối cảnh người tiêu dùng ngày càng quan tâm đến tính bền vững.

Tài liệu tham khảo:

1. Amin, S., & Tarun, M. T. (2021). Effect of consumption values on customers’ green purchase intention: a mediating role of green trust. Social Responsibility Journal, 17(8), 1320-1336.

2. Benjamin, A. K. (2020). Hierarchical impact of green supply chain initiatives on sustainable performance: the food and beverage processing SMEs in Australia, Doctoral dissertation, Victoria University.

3. Bor, J. K. M. (2021). Green supply chain management practices and performance of food and beverage processing sector in Kenya, Doctoral dissertation, JKUAT-COHRED.

4. Bukhari et al,. (2025). Sustainable green supply chain and logistics management using adaptive fuzzy-based particle swarm optimization. Sustainable Computing: Informatics and Systems, 46, 101119. https://doi.org/10.1016/j.suscom.2025.101119

5. Chen, Y. S., & Chang, C. H. (2013). Greenwash and green trust: The mediation effects of green consumer confusion and green perceived risk. Journal of Business Ethics, 114(3), 489–500.

6. Damberg, S., Saari, U. A., Fritz, M., Dlugoborskyte, V., & Božič, K. (2024). Consumers' purchase behavior of Cradle to Cradle Certified® products-The role of trust and supply chain transparency. Business strategy and the environment, 33(8), 8280-8299.

7. Holloway, S. (2025). Exploring Customer Perceptions: A Qualitative Analysis of Supply Chain Transparency and Brand Trust. SSRN 5129846.

8. Karim, R. A., Rabiul, M. K., & Kawser, S. (2024). Linking green supply chain management practices and behavioural intentions: the mediating role of customer satisfaction. Journal of Hospitality and Tourism Insights, 7(2), 1148-1168.

9. Nguyen, T. T. H., Nguyen, H. M., & Vo, T. T. (2020). Green consumption behavior in Vietnam: An application of the theory of planned behavior. Sustainability, 12(21), 8976.

10. Sarkis, J., Zhu, Q., & Lai, K. H. (2011). An organizational theoretic review of green supply chain management literature. International journal of production economics, 130(1), 1-15.

11. Tetteh, F. K., Kwateng, K. O., Tukue, T., & Mensah, J. (2025). Green supply chain management practices: review, framework and future research directions. Journal of Responsible Production and Consumption, 2(1), 112-150.

12. Yadav, R., & Pathak, G. S. (2017). Determinants of consumers' green purchase behavior in a developing nation: Applying and extending the theory of planned behavior. Ecological economics, 134, 114-122.

13. Yang, D., Shi, J., & Li, X. (2025). Ecolabel Strategy of The Manufacturer Under Environmental Preference and Skepticism Behaviors. Environmental Engineering & Management Journal (EEMJ), 24(3).