Tác động của bầu không khí siêu thị đến hành vi mua ngẫu hứng trong hệ thống Co.opmart tại Thành phố Hồ Chí Minh

TÓM TẮT

Nghiên cứu kiểm định mức độ ảnh hưởng của các thành phần bầu không khí trong siêu thị đến hành vi mua ngẫu hứng của khách hàng trong hệ thống siêu thị Co.opmart tại Thành phố Hồ Chí Minh (TPHCM), bằng việc khảo sát 312 khách hàng. Nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích Cronbach’s Alpha, phân tích EFA cùng với phân tích hồi quy bội với phần mềm SPSS. Kết quả cho thấy, mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến hành vi mua ngẫu hứng của khách hàng - theo tầm quan trọng giảm dần: Giác quan, Bố trí trong siêu thị, Người tham khảo, Thiết kế trưng bày và trang trí, Nhân viên. Nghiên cứu đề xuất một số hàm ý quản trị cho các nhà quản lý hệ thống Co.opmart chú trọng hơn đến các yếu tố bầu không khí trong siêu thị nhằm tăng cường hành vi mua ngẫu hứng của khách hàng.

Từ khóa: siêu thị, hệ thống Co.opmart tại TPHCM, hành vi mua ngẫu hứng.

1. Đặt vấn đề

Tại Việt Nam, đặc biệt là TP.HCM, bán lẻ hiện đại dưới hình thức siêu thị tự chọn, các cửa hàng, trung tâm thương mại xuất hiện từ năm 1994 và phát triển mạnh trong những năm gần đây. Hiện nay, người tiêu dùng ngày càng có xu hướng chọn siêu thị là nơi mua sắm. Trong kênh bán lẻ này, thiết kế, bố trí không gian chính là ấn tượng ban đầu góp phần làm tăng giá trị cho sản phẩm ở tính thẩm mỹ, để khách hàng có thể dễ thấy, dễ lấy và dễ mua. Bên cạnh đó, thiết kế không gian cũng khiến khách hàng cảm thấy thoải mái, tạo sự kích thích mua sắm của khách hàng. Sự ảnh hưởng của không gian trong siêu thị giống như sự tác động ngoại lực đến quyết định mua sắm ngẫu hứng của khách hàng. Việc nghiên cứu về bầu không khí, không gian trong siêu thị tác động đến hành vi mua ngẫu hứng của khách hàng đã trở nên cần thiết.

2. Cơ sở lý thuyết

2.1. Bầu không khí trong siêu thị

Theo Bộ Thương mại Việt Nam (2004, nay là Bộ Công Thương Việt Nam), siêu thị là loại hình cửa hàng hiện đại; kinh doanh tổng hợp hoặc chuyên doanh; có cơ cấu chủng loại hàng hóa phong phú, đa dạng, bảo đảm chất lượng; đáp ứng các tiêu chuẩn về diện tích kinh doanh, trang bị kỹ thuật và trình độ quản lý, tổ chức kinh doanh; có các phương thức phục vụ văn minh, thuận tiện nhằm thỏa mãn nhu cầu mua sắm hàng hóa của khách hàng. Siêu thị có đặc trưng: (1) Siêu thị là cửa hàng bán lẻ, (2) Siêu thị sáng tạo và áp dụng phương thức tự phục vụ (self-service), (3) Siêu thị sáng tạo nghệ thuật trưng bày hàng hóa (merchandising), (4) Hàng hóa trong siêu thị chủ yếu là hàng tiêu dùng thường ngày. Theo Kotler (1974), bầu không khí của một không gian thương mại thực hiện 3 chức năng: tạo sự chú ý, thông điệp (truyền thông) và gây ảnh hưởng, bầu không khí là “ngôn ngữ thầm lặng” trong truyền thông điệp. Bầu không khí là một cấu trúc định tính bao gồm 4 giác quan chính, trừ vị giác: quang cảnh (thấy), âm thanh (nghe), hương thơm (ngửi), sự chạm nhẹ (xúc giác). Theo Dunne & Lusch (2008), bầu không khí là kết quả đạt được từ việc thiết kế và tạo ra môi trường mua bán để gây ra sự xúc cảm ảnh hưởng đến người mua. Hơn nữa, sự xúc cảm cũng ảnh hưởng cuộc mua sắm của khách hàng cũng như những lần mua sắm kế tiếp trong môi trường bán lẻ.

Về yếu tố cấu thành bầu không khí cửa hàng, có 2 quan điểm chính. Theo Zentes và ctg (2007), những người mua sắm trải nghiệm ở bầu không khí cửa hàng chủ yếu thông qua các giác quan của họ: thị giác, âm thanh, hương thơm, chạm và hương vị; trong khi Turley & Milliman (2000); Peiwen & Xuefei (2014) cho thấy, các yếu tố của bầu không khí cửa hàng chia thành 5 loại: Sự tác động từ bên ngoài; Sự tác động từ bên trong nói chung; Bố cục trong siêu thị; Khu mua hàng, và thiết kế trưng bày; Tác động từ con người. Nghiên cứu này dựa vào mô hình của Turley & Miliman (2000): màu sắc, âm thanh, hương thơm, độ rộng lối đi, nhiệt độ, sạch sẽ.

2.2. Tác động của bầu không khí trong siêu thị đến hành vi mua ngẫu hứng

Tại Việt Nam, đã có những nghiên cứu về siêu thị (Giao & Vũ, 2011), hay hành vi mua hàng (Giao, 2018, Giao và ctg, 2018), nhưng chưa có nhiều nghiên cứu về vấn đề mua hàng ngẫu hứng (Giao & Mo, 2018, Giao, 2022), đặc biệt là mua hàng ngẫu hứng trong siêu thị (Giao & Uyên, 2018, Giao & Tuyết, 2021).

Theo Rook (1987), mua hàng ngẫu hứng xảy ra khi người tiêu dùng trải nghiệm một cảm giác bất chợt, mang tính hối thúc mua một cái gì đó ngay lập tức. Theo Beatty & Ferrell (1988), mua ngẫu hứng là hành vi mua ngay lập tức không có ý định trước mua một sản phẩm cụ thể nào. Hành vi xảy ra sau khi trải qua một cảm giác thôi thúc mua và có xu hướng tự phát, không cần phải trải qua quá trình đánh giá sản phẩm.

Wendy (1990) dựa vào mô hình của Mehrabian - Russell (1974) để nghiên cứu ảnh hưởng của không khí cửa hàng đến hành vi khách hàng, nêu bật 2 vấn đề: (1) Cảm xúc ảnh hưởng đến sự kích thích tự nhiên; (2) Ảnh hưởng của kích thích tự nhiên qua những hành vi khác nhau. Nghiên cứu của Yalçın và Kocamaz (2014) về tác động của các thuộc tính về bầu không khí cửa hàng đến ý định trung thành của khách hàng ở siêu thị/đại siêu thị ở Thổ Nhĩ Kỳ đưa ra 5 thang đo cho bầu không khí gồm: (1) Sự thuận lợi mua sắm, (2) Sự tác động giữa con người với con người, (3) Bố cục và thiết kế, (4) Những khía cạnh về vật chất, (5) Những tiện ích sau khi mua mà các nhà quản lý bán lẻ thực hiện để truyền thông một môi trường mong muốn đến với những khách hàng của họ và cho thấy thái độ, hành vi của khách hàng có bị ảnh hưởng các kiểu phong cách được các nhà quản lý bán lẻ tạo ra bầu không khí cho siêu thị. Nghiên cứu của Peiwen & Xuefei (2014) cho thấy, có 5 yếu tố của bầu không khí cửa hàng tác động đến hành vi mua ngẫu hứng của khách hàng tại các cửa hàng điện tử ở Thụy Điển: (1) Yếu tố bên ngoài, (2) Yếu tố bên trong, (3) Bố cục và thiết kế, (4) Trưng bày tại điểm bán và thiết kế trưng bày, (5) Yếu tố con người.

Tại Việt Nam, Duyên & Ngọc (2014) đã xác định các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi mua hàng ngẫu hứng (HVMNH) tại thành phố Nha Trang: (1) Nhân tố bên trong (Tâm trạng cảm xúc của người mua hàng), (2) Nhân tố bên ngoài (Giá cả và sự giảm giá, Cách trưng bày sản phẩm, Người đồng hành mua sắm, Quảng cáo và khuyến mãi, Thương hiệu, Mùa lễ hội).

2.3. Mô hình nghiên cứu đề xuất

Dựa vào lý thuyết và các nghiên cứu trước đây, cùng với việc thảo luận nhóm tập trung, mô hình nghiên cứu được đề xuất như trong Hình 1.

H₁: Yếu tố thuộc về giác quan tác động dương đến HVMNH của khách hàng trong hệ thống Co.opmart tại TPHCM.

H₂: Bố trí trong siêu thị tác động dương đến HVMNH của khách hàng trong hệ thống Co.opmart tại TPHCM.

H₃: Thiết kế trưng bày và trang trí trong siêu thị tác động dương đến HVMNH của khách hàng trong hệ thống Co.opmart tại TPHCM.

H₄: Nhân viên tác động dương đến HVMNH của khách hàng trong hệ thống Co.opmart tại TPHCM.

H₅: Người tham khảo tác động dương đến HVMNH của khách hàng trong hệ thống Co.opmart tại TPHCM.

3. Kết quả nghiên cứu

3.1. Thống kê mô tả mẫu

Mẫu được chọn theo phương pháp thuận tiện. Việc khảo sát thực hiện bằng bảng câu hỏi, biểu mẫu google forms bằng đường link tạo sẵn, gởi link tới 335 khách hàng mua sắm trong hệ thống Co.opmart tại TPHCM. Sau khi thu về và loại bỏ bảng không hợp lệ, 312 bảng hợp lệ được đưa vào phân tích (93,13%). Bảng 1 cho thấy thống kê mô tả về mẫu nghiên cứu.

Bảng 1. Tổng hợp đặc điểm mẫu khảo sát (N = 312)

Đặc điểm của mẫu		Số lượng (người)	Tỷ lệ (%)
Giới tính	Nam	107	34,3%
Giới tính	Nữ	205	65,7%
Tuổi	Trên 55 tuổi	9	2,9%
	Từ 36 - 55 tuổi	133	42,6%
	Từ 18 - 35 tuổi	166	53,2%
	Dưới 18 tuổi	4	1,3%
Chi tiền trung bình khi đi siêu thị (VND)	Trên 700.000^đ	101	32,4%
	Từ 500.000 - 700.000^đ	107	34,3%
	Từ 300.000 - 500.000^đ	97	31,1%
	Dưới 300.000^đ	7	2,2%

Nguồn: Kết quả khảo sát của nhóm tác giả

3.2. Phân tích Cronbach’s Alpha

Kết quả đánh giá các thang đo bằng Cronbach’s Alpha (Bảng 2) cho thấy, các thang đo đều đạt độ tin cậy Cronbach’s Alpha > 0,6 và hệ số tương quan biến - tổng > 0,3, tất cả các biến quan sát của các thang đo đều thỏa mãn điều kiện để phân tích EFA.

Bảng 2. Kết quả Cronbach’s Alpha các thang đo

STT	Thang đo	Ký hiệu	Số biến quan sát	Hệ số Cronbach’s Alpha	Hệ số tương quan biến-tổng nhỏ nhất
1	Giác quan	GQ	5	0,715	0,351
2	Bố trí trong siêu thị	BT	6	0,801	0,491
3	Thiết kế trưng bày	DE	5	0,812	0,539
4	Nhân viên	NV	5	0,819	0,581
5	Người tham khảo	NTK	4	0,782	0,531
6	Mua ngẫu hứng	MNH	4	0,671	0,415

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

3.3. Phân tích nhân tố EFA

Phương pháp EFA được sử dụng cho 25 biến quan sát của các biến độc lập, sử dụng phương pháp Principal Component Analysis với phép quay Varimax, không có biến quan sát bị loại, Eigenvalues 2,887 > 1. Hệ số KMO = 0,687 đạt yêu cầu > 0,5 giải thích được kích thước mẫu phù hợp cho phân tích nhân tố và hệ số Barlett có mức ý nghĩa Sig = 0,000 < 0,5 đã khẳng định phương pháp phân tích trên là phù hợp. Tổng phương sai trích là 78,87% tức là 25 biến rút trích ra góp phần giải thích được khoảng 72,163% % sự biến thiên của các biến quan sát và hệ số tải nhân số đều lớn hơn 0,5 nên đạt yêu cầu (Bảng 3).

Bảng 3. Phân tích nhân tố EFA biến độc lập

	Hằng số
	1	2	3	4	5
GQ4	0,609
GQ3	0,593
GQ5	0,577
GQ1	0,562
GQ2	0,528
BT4		0,695
BT5		0,692
BT2		0,613
BT3		0,564
BT6		0,540
BT1		0,521
DE5			0,647
DE1			0,630
DE4			0,568
DE2			0,537
DE3			0,517
NV5				0,729
NV1				0,688
NV3				0,676
NV4				0,670
NV2				0,609
NTK3					0,741
NTK1					0,732
NTK4					0,707
NTK2					0,638

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Kết quả phân tích nhân tố EFA biến phụ thuộc với 4 biến quan sát, hệ số KMO = 0,727, và hệ số Barlett có mức ý nghĩa Sig = 0,000 < 0,5, Eigenvalue = 2,041 > 1, phương sai trích 51,036% và các biến đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,5, đạt yêu cầu (Giao & Vương, 2019).

3.4. Phân tích mối tương quan và phân tích hồi quy tuyến tính

Phân tích tương quan Pearson’s được sử dụng để phân tích mối quan hệ tuyến tính giữa các yếu tố trong nghiên cứu. Từ mô hình nghiên cứu ta có tương quan giữa biến phụ thuộc Mua ngẫu hứng (MNH) với 5 biến độc lập: Giác quan (GQ), Bố trí trong siêu thị (BT), Thiết kế trưng bày (DE), Nhân viên (NV), Người tham khảo (NTK). Kết quả phân tích tương quan cho thấy các hệ số tương quan đều có ý nghĩa thống kê (Sig < 0,05) nên tất cả các biến sẽ được sử dụng trong phân tích hồi quy ở bước tiếp theo (Bảng 4).

Bảng 4. Phân tích tương quan Pearson

	MNH	GQ	BT	DE	NV	NTK
MNH	1	0,135^*	0,244^**	0,255^**	0,254^**	0,285^**
GQ	0,135^*	1	0,220^**	0,162^**	0,165^**	0,226^**
BT	0,244^**	0,220^**	1	0,449^**	0,439^**	0,307^**
DE	0,255^**	0,162^**	0,449^**	1	0,468^**	0,361^**
NV	0,254^**	0,165^**	0,439^**	0,468^**	1	0,352^**
NTK	0,285^**	0,226^**	0,307^**	0,361^**	0,352^**	1

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Bảng 5. Kết quả phân tích hồi quy bội

Nhân tố	Hệ số hồi quy			Trị thống kê (t)	Mức ý nghĩa (sig.)	Hệ số kiểm định cộng tuyến
	Chưa chuẩn hóa (B)	Chuẩn hóa (Beta)	Sai số chuẩn	Trị thống kê (t)	Mức ý nghĩa (sig.)	Độ chấp nhận biến	Hệ số phóng đại phương sai VIF
(Hằng số)	1,136	0,336		3,385	0,001
GQ	0,207	0,059	0,195	3,537	0,000	0,789	1,267
BT	0,198	0,062	0,176	3,182	0,002	0,788	1,268
DE	0,121	0,061	0,127	2,002	0,046	0,600	1,668
NV	0,094	0,057	0,092	1,649	0,100	0,765	1,307
NTK	0,133	0,047	0,158	2,827	0,005	0,766	1,306
R² hiệu chỉnh = 0,253 F = 22,099 Sig. F = 0,000^b Durbin -Watson = 2,207

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Bảng 5 cho thấy hệ số R² hiệu chỉnh là 0,253, các biến độc lập giải thích được 25,3% biến phụ thuộc HVMNH. Các hệ số beta của biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê (Sig. < 0,05) và có hệ số beta dương chứng tỏ có ảnh hưởng thuận chiều đến biến phụ thuộc MNH - Mua ngẫu hứng. Kiểm định F = 22,099, Sig. < 0,05 cho thấy sự phù hợp về tổng thể của mô hình hồi quy. Vậy mô hình hồi quy bội chưa chuẩn hóa như sau:

MNH = 1,136 + 0,195*GQ + 0,176*BT + 0,127*DE + 0,092*NV + 0,158*NTK_.

Trong việc dò tìm sự vi phạm các giả định hồi quy tuyến tính: biểu đồ phân tán Scatterplot cho thấy, phần dư không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đoán, chúng phân tán ngẫu nhiên, giả thuyết về liên hệ tuyến tính không bị vi phạm. Hệ số tương quan hạng Spearman của giá trị tuyệt đối phần dư và các biến độc lập: giá trị Sig. của các hệ số tương quan với độ tin cậy 95% đều lớn hơn 0,05, cho thấy phương sai của sai số không thay đổi, giả định không bị vi phạm.

Biểu đồ Histogram cho thấy, phần dư có phân phối chuẩn với giá trị trung bình rất nhỏ gần bằng 0 (Mean = -7,95E^-16) và độ lệch chuẩn = 0,992 gần bằng 1, đồ thị P-P plot biểu diễn các điểm quan sát thực tế tập trung khá sát đường chéo những giá trị kỳ vọng, có nghĩa là dữ liệu phần dư có phân phối chuẩn. Hệ số 1 < Durbin –Watson = 2,207 < 3 là thỏa mãn điều kiện, hệ số phóng đại phương sai VIF < 10 cho thấy các biến độc lập không có quan hệ chặt chẽ với nhau nên không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Như vậy, mô hình hồi quy tuyến tính được xây dựng theo phương trình trên không vi phạm các giả định hồi quy.

Kiểm định t-test và one-way ANOVA cho thấy không có sự khác biệt giữa các nhóm tuổi, giới tính, mức chi mua hàng trung bình về hành vi mua ngẫu hứng.

Tóm lại, các giả thuyết nghiên cứu đều được chấp nhận. Các biến độc lập đều có tác động dương đến hành vi mua ngẫu hứng của khách hàng trong hệ thống Co.opmart tại TPHCM. Kiểm định cho thấy không có sự khác biệt: giới tính, độ tuổi, chi mua hàng trung bình về hành vi mua ngẫu hứng. Độ giảm dần của các yếu tố của bầu không khí trong siêu thị tác động đến hành vi mua ngẫu hứng của khách hàng trong hệ thống Co.opmart tại TPHCM lần lượt như sau: Giác quan, Bố trí trong siêu thị, Người tham khảo, Thiết kế trưng bày và trang trí, Nhân viên.

4. Hàm ý quản trị và hạn chế của nghiên cứu

4.1. Hàm ý quản trị

4.1.1. Về giác quan

Đây là thành phần có ảnh hưởng mạnh nhất đến hành vi mua ngẫu hứng của khách hàng (β = 0,195 và mean = 4,55). Âm thanh được đánh giá ở mức tốt (mean = 4,54), cần khuyến khích nhân viên không nói chuyện riêng trước mặt khách hàng, sử dụng âm nhạc phù hợp với độ tuổi và loại khách hàng, có thể thay đổi tùy từng dịp lễ. Sạch sẽ được đánh giá tốt (mean = 4,58), cần đảm bảo mặt sàn siêu thị luôn sạch sẽ, gọn gàng tạo sự thông thoáng trên lối đi của khách hàng, cần sắp xếp nhân viên vệ sinh luôn túc trực ở các khu vực bán hàng trong siêu thị. Mùi hương được đánh giá ở mức khá (mean = 4,44), siêu thị nên chọn lựa mùi hương đặc trưng riêng, như mùi quế, lavender,… Màu sắc được đánh giá ở mức tốt (mean = 4,50), siêu thị cần nắm rõ các nguyên tắc trong việc sử dụng màu sắc trong siêu thị: từ sáng đến tối, trái sang phải; siêu thị cần thiết kế không gian với màu sắc dễ nhìn và bắt mắt. Nhiệt độ và sự thoáng mát được đánh giá rất tốt (mean = 4,71), cho thấy siêu thị cần phát huy hơn nữa yếu tố này trong tương lai. Ngoài ra, siêu thị cũng cần chú ý tạo cảm giác an toàn khi khách hàng vào siêu thị, nên trang bị thiết bị xịt khuẩn tay tự động, thiết bị kiểm tra thân nhiệt tự động.

4.1.2. Về bố trí trong siêu thị

Đây là thành phần có ảnh hưởng mạnh thứ hai đến hành vi mua ngẫu hứng của khách hàng. Lối đi có mean = 4,65, các nhà quản trị siêu thị cần thiết kế lối đi cho khách hàng thông thoáng và đủ rộng để thuận tiện cho lựa chọn hàng hóa, tránh tập kết hàng hóa trên lối đi vào giờ cao điểm bán hàng. Chiều cao quầy kệ có mean = 4,55, các nhà quản trị siêu thị cần đảm bảo chiều cao quầy kệ có thể quan sát tối ưu, các giá kệ trưng bày, giá kệ siêu thị với kích thước và kiểu dáng thích hợp cũng góp phần không nhỏ để thu hút khách hàng trong việc mua hàng hóa. Dễ tìm có mean = 4,51, siêu thị cần bố trí các biển chỉ dẫn, biển hiệu quảng cáo, bảng thông tin ngang tầm nhìn của khách hàng trên các lối đi nhằm thông báo cho người mua sắm thấy vị trí các mặt hàng, để kích thích nhu cầu mua sắm; sản phẩm phải được bố trí theo từng khu vực, giúp khách hàng dễ dàng nhận biết; ngoài ra, siêu thị có thể đặt những kệ treo (hanger shelf) cho những sản phẩm phụ liên quan với nhau để khơi gợi khách hàng mua thêm.

4.1.3. Về người tham khảo

Đây là yếu tố tác động mạnh thứ ba (với β = 0,158 và mean = 4,54). Điều này cho thấy, những người thân, bạn bè đi cùng hoặc những khách hàng mua cùng tại siêu thị có ảnh hưởng thôi thúc khá nhiều đến khách hàng mua hàng. Thật không dễ có những đề xuất chính xác để nâng cao các tác động này, chỉ có thể có được qua truyền thông rộng rãi về ưu thế của siêu thị, đặc biệt là về chất lượng hàng hóa, giá cả (thông qua slogan “bạn của mọi nhà”). Có một biến quan sát “Những thông tin nhân viên bán hàng giới thiệu (như: sản phẩm mới, công dụng sản phẩm, chương trình khuyến mãi,…) ảnh hưởng đến hành vi mua hàng ngẫu hứng” với mean = 4,51 là rất tốt, siêu thị cần tập trung huấn luyện cho toàn thể nhân viên về những thông tin hàng hóa mỗi ngày để khách hàng có thể hỏi nhanh ở bất kỳ vị trí nào.

4.1.4. Về thiết kế trưng bày và trang trí

Yếu tố này có ảnh hưởng lớn thứ tư đến hành vi mua ngẫu hứng của khách hàng. Siêu thị cần sáng tạo những vật dụng trưng bày hàng hóa thêm phong phú; thiết kế những mô hình trưng bày mang sự phá cách, tạo cho khách hàng có sự hưng phấn trong mua sắm. Thông tin giá và sản phẩm được đánh giá rất tốt (mean = 4,53), các nhà quản trị siêu thị cần đưa ra thông tin sản phẩm và giá niêm yết một cách chính xác, rõ ràng để khách hàng dễ đọc và dễ hiểu, có mức % khách hàng có thể tiết kiệm để thu hút. Trang trí siêu thị được đánh giá tốt (mean = 4,52), siêu thị cần thường xuyên khai thác trang trí siêu thị theo mùa bằng cách sử dụng các lối đi làm chủ đề cho các dịp lễ, tết, các ngày đặc biệt. Trưng bày được đánh giá rất tốt (mean = 4,62), siêu thị nên trưng bày những poster và loại hàng hóa bắt mắt khách hàng ở những lối đi chính, thay đổi ít nhất 2 tháng/lần để tạo cảm giác mới mẻ và kích thích sự tò mò của khách hàng; trưng bày các hàng hóa có liên quan đến nhau ở gần nhau tạo cơ hội bán chéo thêm sản phẩm; kệ sản phẩm cần luôn gọn gàng, ngay ngắn, sạch sẽ. Siêu thị cũng cần chú ý bố trí giãn cách đúng quy định (1,5m).

4.1.5. Về nhân viên

Đây là yếu tố tác động yếu đến HVMNH (với β = 0,092 và mean = 4,57), do thói quen mua hàng ít cần trợ giúp của khách hàng trong thời gian đại dịch vừa qua. Nhân viên bán hàng, nhân viên siêu thị cần phải niềm nở, nụ cười luôn thường trực trên khuôn mặt khi khách mua hàng; ngoài ra, nhân viên bán hàng phải thật chuyên nghiệp, là người giải đáp thắc mắc cho khách hàng, gợi ý nhu cầu khách hàng trong quá trình mua sắm. Ngoài ra, nhân viên siêu thị nên xuất hiện với trang phục lịch sự và phong cách, thay đổi đồng phục theo những chủ đề siêu thị thiết kế. Siêu thị nên thường xuyên tổ chức lớp đào tạo, huấn luyện nhân viên về nghiệp vụ, kiến thức, kỹ năng cần thiết trong quá trình phục vụ khách hàng; cách thức chăm sóc hàng hóa, quy tắc trưng bày hàng hóa. Hằng tuần, ban quản trị siêu thị cần cung cấp đầy đủ thông tin một cách chính xác, rõ ràng về những hoạt động như: chương trình khuyến mãi, chương trình tri ân khách hàng, chương trình đổi quà, …

4.2. Hạn chế của nghiên cứu và đề xuất hướng nghiên cứu tiếp theo

Nghiên cứu này cũng còn một số hạn chế nhất định: (1) Đối tượng nghiên cứu là khách hàng mua sắm trong hệ thống Co.opmart tại TPHCM, nên kết quả chưa hẳn mang tính đại diện cho hệ thống Co.opmart, (2) Nghiên cứu này chỉ đề cập kết quả bầu không khí trong siêu thị tác động đến hành vi mua ngẫu hứng của khách hàng, còn nhiều yếu tố về bầu không khí sau đại dịch Covid-19, cũng như còn nhiều khía cạnh tác động chưa được quan tâm đầy đủ. Đó cũng chính là những gợi ý cho các nghiên cứu tiếp theo.

TÀI LIỆU THAM KHẢO:

Beatty, E.S. & Ferrell, M.E. (1998). Impulse buying: Modeling its precursors. Journal of Retailing, 74(2), 169-191.
Bộ Thương mại (2004). Quy chế siêu thị, trung tâm thương mại (Ban hành kèm theo Quyết định số 1371/2004/QĐ-BTM ngày 24/9/2004 của Bộ Thương mại).
Dunne, P.M. & Lusch, R.F. (2008). Retailing (6 ed.). Western College Pub.
Giao, H. N. K. (2018). Factors Influencing Customer Behavior of Butter Oil Substitute in Vietnam. Journal of Business and Economics, 9(3), 266-274, DOI: 10.15341/jbe(2155-7950)/03.09.2018/005.
Giao, H. N. K. (2022). Nghiên cứu hành vi mua ngẫu hứng tại sân bay Tân Sơn Nhất. Tạp chí Khoa học, Đại học Văn Hiến, 8(1), 93-106. DOI: 10.31219/osf.io/2auh3
Giao, H. N. K., & Mo, N. T. H. (2018). Factors influencing consumers’ impulse television buying decision at Best Buy Vietnam (BBVN). Global and Stochastic Analysis, 5(6), 353-369. DOI: 10.31219/osf.io/cgz2x.
Giao, H. N. K., & Tuyết, Đ. Y. (2021). Tác động của bầu không khí siêu thị đến hành vi mua ngẫu hứng tại Co.opmart Nguyễn Kiệm - Thành phố Hồ Chí Minh. Tạp chí Công Thương, 10 (tháng 5), 314-320. DOI: 10.31219/osf.io/euw5n
Giao, H. N. K., & Uyên, D. L. P. (2018). Tác động của bầu không khí trong siêu thị đến hành vi của khách hàng: trường hợp siêu thị Co.opmart. Tạp chí Quản lý Kinh tế - Viện Nghiên cứu quản lý kinh tế Trung ương (CIEM), 88(05, 06), 17-26. DOI: 10.31219/osf.io/sfx76.
Giao, H. N. K., & Vũ, N. T (2011). Sự thỏa mãn khách hàng về chất lượng dịch vụ siêu thị Vinatex-mart. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 253, 9-16. DOI: 10.31219/osf.io/r7xfe.
Giao, H. N. K., & Vương, B. N. (2019). Giáo trình Cao học Phương pháp Nghiên cứu Khoa học trong Kinh doanh - Cập nhật SmartPLS. Hà Nội: Nhà xuất bản Tài chính. ISBN: 978-604-79-2154-6.
Giao, H. N. K., Duong, P. N., & Tu, T. N. (2018). Research on Consumer Behavior of Wine in HoChiMinh City. Global and Stochastic Analysis, 5(8), 111-122. DOI: 10.31219/osf.io/4cvn7.
Kotler, P. (1974). Atmospherics as a marketing tool. Journal of retaling, 49 (Winter), 48-64.
Mehrabian, Albert & James, Russell (1974). An Approach to Environmental Psychology. Cambridge, Mass.: MIT Press.
Peiwen, J. & Xuefei, L. (2014). The influence of store atmosphere on shoppers’ impulse purchasing behavior”, Seminar on Project in Global Marketing, School of Economics and Management, Lund University, 02 June.
Phan Mai Phương Duyên & Nguyễn Văn Ngọc (2014). Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi mua hàng ngẫu hứng tại thành phố Nha Trang. Tạp chí Khoa học công nghệ, Trường Đại học Nha Trang, số 3/2014, 110-118.
Rook, D.W. (1987). The buying impulse. Journal of Consumer Research, 14(2), 189-199.
Turley, L.W. & Milliman, Ronald E. (2000). Atmospheric Effects on Shopping Behavior: A Review of the Experimental Evidence. Journal of Business Research, 49(2), 193-211.
Wendy, L. (1990). Effects of store atmosphere on shopping behavior, Honors Projects. Paper 16. Illinois Wesleyan University.
Yalçın, M. & Kocamaz, T. (2014). The Effects of Store Atmosphere Attributes on Store Loyalty Intentions of Hypermarket/Supermarket Customers. Marmara Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 18(1), 273-292. Retrieved from https://dergipark.org.tr/en/pub/muiibd/issue/480/4086.
Zentes, J., Morschett, D. & Schramm-Klein, H. (2007). Strategic retail management- Text and International cases. England: Barbara Roscher.

The impacts of the supermarket atmosphere on the impulse buying behavior of customers at Co.opmart supermarket chain in Ho Chi Minh City

Nguyen Phuoc Huyen¹

Prof.Ph.D Ha Nam Khanh Giao²

¹Project Management Specialist, Technical Equipment Department, Saigon Co.op

²Vice Director-cum-Dean of Faculty of Business Administration, Vietnam Aviation Academy

ABSTRACT

This study investigates how the factors of supermarket atmosphere affect the impulse buying behavior of customers at Co.opmart supermarket chain in Ho Chi Minh City by intervewing 312 customers. Cronbach’s Alpha analysis, EFA analysis and multiple regression analysis are used in this study and the study’s data is processed by the SPSS Statistics. The study finds out the factors impacting the impulse buying behavior of customers. These factors, which are listed in descending order of impact level, are Senses, Decoration display, References, Layout and design, and Employees. This study proposes some solutions to help Co.opmart managers pay more attention to the supermarket atmosphere to enhance the impulse buying behavior of customers.

Keywords: supermarket, impulse buying behavior, Co.opmart supermarket chain in Ho Chi Minh City.