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
1Trường Đại học Cần Thơ
Thông tin chung:
ABSTRACT
Ngày nhận bài: 06/03/2015
Ngày nhận kết quả bình duyệt:
22/06/2015
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
Ngày chấp nhận đăng: 06/2016
Title:
Reseach the model of
consumers’ brand loyalty to the research was a regression model with four main factors: quality as the greatest
Long Tri tangerin of Hau Giang
province
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.
Từ khóa:
Quýt đường Long Trị, thương
hiệu, sự trung thành
TÓM TẮT
Keywords:
Long Tri swett tangerines,
brand, loyalty
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
ANTOAN
GIA
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.
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.
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)
Diễn giải
THONGTIN
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%
Kết luận
Bác bỏ giả thiết H0
GIA
4,242
2,204
2,204
2,204
2,204
2,204
CHATLUONG
ANTOAN
5,026
3,021
1,632
3,122
Bác bỏ giả thiết H0
Bác bỏ giả thiết H0
Chấp nhận giả thiết H0
Bác bỏ giả thiết H0
THUANTIEN
THONGTIN
Qua bảng trên ta thấy :
một biến độc lập là tổ hợp tuyến tính của các biến
còn lại.
Giá trị t-statistic của tất cả các biến số đều có ý
nghĩa về mặt thống kê, ngoại trừ biến số
Ảnh hưởng của hiện tượng đa cộng tuyến:
THUANTIEN. Vì có ít nhất một giá trị t-statistic
>
-
-
Các ước lượng βi là không xác định được.
t-bảng (ở mức ý nghĩa 5%), nên chúng tôi bác bỏ
giả thiết H0: β1 = β2 = β3 = β4 = β5 =0
Các ước lượng của độ lệch chuẩn là không xác
định.
*Kiểm định F-Statistic
-
Phương sai và sai số chuẩn lớn sẽ dẫn đến
khoảng tin cậy lớn hơn so với thực tế.
Giả thiết:
H0: β1 = β2 = β3 = β 4 = β 5 = 0
H1: Có ít nhất 1 βi khác 0. Tức là mô hình tồn tại.
F-statistic = 21,92
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.
k = 5 (k là số biến độc lập trong mô hình)
df2 = N-k = 215 -5 = 210 (N là số biến quan sát)
Fbảng, 5, 210 ~ 5,35 (mức ý nghĩa = 5%)
Các mô hình hồi quy:
(1) GIA = a0 + a1CHATLUONG + a2ANTOAN +
a3THUANTIEN + a4THONGTIN
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
(3) ANTOAN
c2THONGTIN
=
c0
+
c1THUANTIEN
+
hình
* Hiện tượng đa cộng tuyến
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
Mô hình (1)
Mô hình (2)
Mô hình (3)
R2mô hình bổ sung
R2
Kết luận
mô hình gốc
0,72
0,15
0,16
0,12
Không có hiện tượng đa cộng tuyến
Không có hiện tượng đa cộng tuyến
Không có hiện tượng đa cộng tuyến
0,72
0,72
100
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
GIA
THUANTIEN THONGTIN
ANTOAN
CHATLUONG
GIA
1
0,326
1
-0,021
0,224
-0,026
0,361
1
0,232
0,181
-0,094
-0,106
1
-0,006
1
THUANTIEN
THONGTIN
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
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.
kiểm định White Test như sau:
δt2 = α1 + α2GIAt + α3GIA2 +
t
α4GIAt*CHATLUONGt*ANTOANt*THUANTIENt
+α5GIAt*CHATLUONGt*ANTOANt
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
+ α6GIAt*CHATLUONGt + α7GIAt*ANTOANt
+α8CHATLUONGt+ α9CHATLUONG2
t
+ α10CHATLUONGt*ANTOANt*THUANTIENt
+α11CHATLUONGt*ANTOANt
+ α12CHATLUONGt*THUANTIENt + α13ANTOANt
+α14ANTOAN2 + α15ANTOANt*THUANTIENt
t
+ α16THUANTIENt + α17THUANTIEN2
t
+α18THONGTINt
Hệ số xác định của mô hình hàm hồi quy nhân
tạo: R2acti = 0,04.
Hệ số White test:
101
Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 97 – 103
Part B: Political Sciences, Economics and Law
yếu tố khác chưa nghiên cứu trong mô hình. Các
yếu tố đưa vào mô hình có mức độ giải thích của
mô hình so với thực tế đạt độ tin cậy 72%, do đó
các yếu tố chưa đưa vào mô hình nghiên cứu
không ảnh hưởng lớn đến kết quả ước lượng mô
hình.
β5 = 0,23; sai số chuẩn là 0,45; xác suất bác bỏ sự
tồn tại của biến độc lập này là 0,25%. Dấu của
tham số β5 đúng như dự báo, khi người tiêu dùng
tiếp cận được các thông tin về sản phẩm thông
qua
các
kênh
truyền
thông
thì
SUTRUNGTHANH của họ sẽ tăng lên.
β1 = 0,26; sai số chuẩn là 0,07; xác suất bác bỏ sự
tồn tại của biến độc lập này là 0,05%. Kết quả dấu
của tham số β1 đúng như dự báo, giữa mức độ hài
lòng về giá và SUTRUNGTHANH có quan hệ
đồng biến, khi mức độ hài lòng về giá tăng lên
0,26 điểm thì SUTRUNGTHANH tăng lên 1 cấp
độ.
Kết quả nghiên cứu cũng tương đối giống với kết
quả nghiên cứu của tác giả Trần Đình Lý và
Hoàng Hữu Hòa (2012) nghiên cứu về sự trung
thành của khách hàng đối với sản phẩm xoài cát
Hòa Lộc - Cái Bè - Tiền Giang. Biến phụ thuộc
KNML (khả năng mua lại) của nghiên cứu Trần
Đình Lý, Hoàng Hữu Hòa đồng biến với biến độc
lập GIA, CHAT LUONG, AN TOAN, THONG
TIN và nghịch biến với biến độc lập
THUANTIEN. Do đó, kết quả ước lượng của mô
hình có độ tin cậy cao.
β2 = 0,32; sai số chuẩn là 0,07; xác suất bác bỏ sự
tồn tại của biến độc lập này là 0%. Dấu của tham
số β2 đúng như dự báo, giữa mức độ hài lòng về
chất lượng và SUTRUNGTHANH có quan hệ
đồng biến, khi mức độ hài lòng về chất lượng tăng
lên 0,32 điểm thì SUTRUNGTHANH tăng lên
tương ứng 1 cấp độ.
4. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ
Các yếu tố tác động đến sự trung thành thương
hiệu của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt
đường Long Trị là chất lượng, giá, an toàn, thuận
tiện, và thông tin. Theo phương trình hồi quy đa
biến về SUTRUNGTHANH của người tiêu dùng
đối với sản phẩm quýt đường Long Trị, trong 4
yếu tố ảnh hưởng đến sự trung thành của người
tiêu dùng thì yếu tố hài lòng về chất lượng có hệ
số tương quan ảnh hưởng lớn nhất (với hệ số ảnh
hưởng là 0,32), tiếp theo là sự hài lòng về giá (hệ
số ảnh hưởng là 0,26); vì vậy, khi có hài lòng về
chất lượng, giá và cuối cùng là yếu tố an toàn
(0,21) thì khách hàng sẽ có SUTRUNGTHANH
cao hơn. Đây là con số có ý nghĩa đối với việc
tham khảo cho giải pháp gia tăng sự trung thành
của khách hàng đối với thương hiệu quýt đường
Long Trị tỉnh Hậu Giang. Nhằm giúp nâng cao
mức độ trung thành của người tiêu dùng đối với
sản phẩm quýt đường Long Trị tỉnh Hậu Giang,
tác giả đưa ra một số khuyến nghị sau: (i) chất
lượng luôn là yếu tố then chốt và quyết định nhất
trong việc nâng cao sự trung thành của người tiêu
dùng đối với thương hiệu quýt đường Long Trị,
do đó cần phải nâng cao chất lượng trái quýt
đường Long Trị. (ii) Ngoài ra, cần phải nghiên
β3 = 0,21; sai số chuẩn là 0,06; xác suất bác bỏ sự
tồn tại của biến độc lập này là 0,1%. Dấu của
tham số β3 đúng như dự báo, giữa mức độ hài
lòng về tính an toàn và SUTRUNGTHANH có
quan hệ đồng biến, khi mức độ hài lòng về tính an
toàn tăng lên 0,21 điểm thì SUTRUNGTHANH
tăng lên 1 cấp độ.
β4 = -0,04; sai số chuẩn là 0,04; xác suất bác bỏ
sự tồn tại của biến độc lập này là 0,19%. Kết quả
dấu của tham số β4 không đúng như dự báo, giữa
mức độ hài lòng về sự thuận tiện và
SUTRUNGTHANH có quan hệ nghịch biến, tuy
nhiên yếu tố này sẽ không ảnh hưởng lớn đến
SUTRUNGTHANH. Thực tế điều tra cho thấy,
tại các điểm bán quýt đường thuận tiện như xe
đẩy, sạp trái cây ở chợ, nông hộ trồng quýt tự bán
đa số đều là quýt loại 3 hoặc quýt dạt được bán
với giá tương đối rẻ cho người tiêu dùng. Còn các
loại quýt đường ngon như quýt loại 1, loại 2 thì đa
số được bán ở những nơi người tiêu dùng ít đến
mua quýt như siêu thị, các cửa hàng trái cây lớn,
hoặc ở các vựa địa phương để bán lại cho các vựa
ở Thành phố Hồ Chí Minh.
102
Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 97 – 103
Part B: Political Sciences, Economics and Law
cứu xây dựng kênh phân phối quýt đường Long
Trị, vì qua kết quả nghiên cứu yếu tố giá chiếm
mức độ quan trọng thứ 2 đối với sự trung thành
của người tiêu dùng, mặc dù với giá mua tại
vườn dao động từ 18.000 đến 25.000 đồng/kg
nhưng trong quá trình tiêu thụ, người tiêu dùng
phải trả mức giá dao động từ 40.000 đến 60.000
đồng/kg.
Keller, K. L. (1998). Strategic Brand
Management: Building, Measuring and
Managing Brand Equity. Prentice-Hall,
Englewood Cliffs, NJ.
Oliver, L. (1993). Cognitive, affective, and
attribute bases of the satisfaction response.
Journal of Consumer Research, 20(3), 418-
430.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Oliver, R.L. (1999). When consumer loyalty.
Chaudhuri, A., & Holbrook, M.B. (2001). The
chain of effects from brand trust and brand
affect to brand performance: The role of brand
loyalty. Journal of Marketing, 65, 81-93.
Journal of Marketing, 63(4), 33-44.
Trần Đình Lý, & Hoàng Hữu Hòa. (2012). Mô
hình sự trung thành của khách hàng đối với
thương hiệu xoài cát Hòa Lộc-Cái Bè-Tiền
Giang. Tạp chí khoa học Đại học Huế, 3, 181-
187.
Chen, A.C. (2001). Using free association to
examine the relationship between the
characteristics of brand associations and brand
Yang, Z. & Peterson, R. (2004). Customer
Perceived Value, Satisfaction, and Loyaty:
The Role of Switching Costs. Psychology and
Marketing, 20, 799-822.
equity. Journal of Product
Management, 10, 439-449.
&
Brand
Cronin, J.J., & Taylor, S.A. (1992). Measuring
Service Quality: Reexamination and
A
Zeithaml, V.A. (1988). Consumer perceptions of
price, quality, and value: a means-end model
and synthesis of evidence. Journal of
Marketing, 52, 2-22.
Extension. Journal of Marketing, 56(3), 55-68.
Dick, A., & Basu, K. (1994). Customer Loyalty:
Toward an Integrated Conceptual Framework.
Journal of the Academy of Marketing Science,
22(2), 99-113.
Zhou, K., & Su, C. (2002). A paradox of
pricequality and market efficiency:
a
Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc. (2008).
Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS. Nhà
xuất bản Hồng Đức.
comparative study of the USA and China
markets. International Journal of Research in
Marketing, 19, 349-365.
Kabiraj, S.,
Development of a conceptual framework for
brand loyalty: Euro Mediterranean
&
Shanmugan, J. (2011).
A
perspective. Journal of Brand Management,
18, 285 – 299.
103
7 trang
08/01/2024
1220
Bạn đang xem tài liệu "Nghiên cứu mô hình sự trung thành thương hiệu của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường long trị tỉnh Hậu Giang", để tải tài liệu gốc về máy hãy click vào nút Download ở trên
File đính kèm:
- nghien_cuu_mo_hinh_su_trung_thanh_thuong_hieu_cua_nguoi_tieu.pdf
