Các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi tiêu dùng bia của người dân tại Thành phố Hồ Chí Minh

TÓM TẮT:

Bài viết phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi tiêu dùng bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh. Kết quả nghiên cứu cho thấy có 6 nhân tố tác động đến hành vi tiêu dùng của người dân, gồm: chất lượng, giá cả, quảng cáo, thương hiệu, nhóm ảnh hưởng và hoàn cảnh. Từ đó, bài viết đề xuất một số giải pháp giúp doanh nghiệp kinh doanh bia trong nước kinh doanh hiệu quả hơn.

Từ khóa: hành vi tiêu dùng, bia, TP. Hồ Chí Minh.

1. Đặt vấn đề

Trong những năm gần đây, thị trường bia tại Việt Nam phát triển mạnh mẽ và có nhiều thương hiệu trong và ngoài nước cạnh tranh nhau để giành lấy thị phần. Đã có nhiều nghiên cứu cho thấy người Việt thuộc tốp đầu về uống rượu bia.

Theo Euromonitor, năm 2010, tổng lượng bia tiêu thụ tại thị trường Việt Nam đạt 2,4 tỷ lít. Lượng bia tiêu dùng bình quân đầu người khoảng 27,1 lít tại thời điểm đó. Và đến cuối năm 2018, dân số Việt Nam đạt 96,9 triệu người, tăng 9,5% so với dân số năm 2010 (đạt 88,5 triệu người vào năm 2010). Trong khi đó, sản lượng tiêu thụ bia đã tăng tới 62% cùng giai đoạn.

Theo báo cáo phân tích về ngành đồ uống của Công ty Chứng khoán FPT (FPTS), Việt Nam là một trong các thị trường tiêu thụ bia lớn nhất thế giới. Trong năm 2017, mức tiêu thụ đạt 4 tỷ lít, đứng thứ 3 trong khu vực châu Á và chiếm 2,1% trong tổng sản lượng bia tiêu thụ toàn cầu. Vào năm 2018, Việt Nam đã sản xuất ước tính lên đến 4,3 tỷ lít và mức tiêu thụ vào khoảng 4,2 tỷ lít, tăng cao hơn so với năm 2017. Trung bình mỗi người Việt đã uống gần 43,3, lít và nếu chỉ tính đối tượng tiêu thụ bia nằm trong nhóm có độ tuổi lao động thì trung bình mỗi người sẽ dùng 86,6 lít bia trong năm 2018.

Qua các số liệu tổng quan về tình hình tiêu thụ bia ở trên cho thấy Việt Nam là một thị trường tiềm năng, có lượng tiêu thụ bia tăng qua các năm. Vì vậy, mức độ cạnh tranh của các doanh nghiệp trong và ngoài nước đối với ngành hàng này ngày càng gay gắt. Đặc biệt, từ khi Việt Nam gia nhập tổ chức thương mại thế giới (WTO) và vào tháng 3 năm 2018 tham gia ký kết Hiệp định Đối tác tiến bộ và toàn diện xuyên Thái Bình Dương (CPTPP) dẫn đến cơ hội lớn cho các doanh nghiệp nước ngoài gia nhập vào thị trường Việt Nam do thuế suất có thể được giảm đến mức 0%. Thêm vào đó, Nhà nước Việt Nam cũng tham gia, can thiệp vào tình hình kinh doanh ngành hàng bia trong nước thông qua việc đánh thuế tiêu thụ đặc biệt (TTĐB) và giảm cổ phần trong 2 hãng bia lớn nhất trong nước là Sabeco và Habeco. Các doanh nghiệp kinh doanh bia trong nước đang đứng trước những thử thách không nhỏ, đó là vừa phải đối mặt với sự cạnh tranh từ bên ngoài, vừa phải thích nghi với việc tự thân đứng vững giữa thị trường và bảo hộ nền sản xuất trong nước. Do đó, việc đề ra một chiến lược phát triển bền vững cho các doanh nghiệp trong nước là hết sức cần thiết và cấp bách.

Thông qua các lý do được trình bày phía trên, tác giả quyết định thực hiện nghiên cứu “Các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi tiêu dùng bia của người dân tại Thành phố Hồ Chí Minh”, với mục tiêu hiểu rõ các yếu tố tác động đến hành vi tiêu dùng (HVTD) bia của người dân sinh sống tại TP. Hồ Chí Minh, từ đó đề xuất một số giải pháp giúp doanh nghiệp kinh doanh bia trong nước kinh doanh hiệu quả hơn.

2. Mô hình nghiên cứu đề xuất và các giả thuyết nghiên cứu

Dựa vào các nghiên cứu trước đây và đối với phạm vi đề tài nghiên cứu của mình, tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu như Hình 1.

Hình 1: Mô hình nghiên cứu đề xuất

Nguồn: Tác giả đề xuất

Các giả thuyết nghiên cứu:

Giả thuyết H1: Chất lượng có ảnh hưởng cùng chiều đến HVTD bia của người tiêu dùng tại TP. Hồ Chí Minh.

Giả thuyết H2: Giá cả có ảnh hưởng cùng

chiều đến HVTD bia của người tiêu dùng tại TP. Hồ Chí Minh.

Giả thuyết H3: Quảng cáo có ảnh hưởng cùng chiều đến HVTD bia của người tiêu dùng tại TP. Hồ Chí Minh.

Giả thuyết H4: Bao bì có ảnh hưởng cùng chiều đến HVTD bia của người tiêu dùng tại TP. Hồ Chí Minh.

Giả thuyết H5: Thương hiệu có ảnh hưởng cùng chiều đến HVTD bia của người tiêu dùng tại TP. Hồ Chí Minh.

Giả thuyết H6: Nhóm ảnh hưởng có ảnh hưởng cùng chiều đến HVTD bia của người tiêu dùng tại TP. Hồ Chí Minh.

Giả thuyết H7: Hoàn cảnh có ảnh hưởng cùng chiều đến HVTD bia của người tiêu dùng tại TP. Hồ Chí Minh.

3. Phương pháp nghiên cứu

Để tiến hành nghiên cứu, tác giả đã thực hiện thu thập dữ liệu bằng cả 2 phương pháp: sơ cấp và thứ cấp. Các dữ liệu thứ cấp được thu thập từ các bài nhận định, đánh giá, các bài nghiên cứu trước đó liên quan đến lĩnh vực nghiên cứu. Dữ liệu sơ cấp được thu thập tiến hành khảo sát online thông qua công cụ Google doc và khảo sát offline bằng cách gặp trực tiếp và xin bài khảo sát của người dân trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh. Trong khoảng thời gian tháng 10 và tháng 11 năm 2019, tác giả đã tiến hành khảo sát và thu thập được 267 kết quả, trong đó có 196 kết quả online và 62 kết quả khảo sát tại chỗ hợp lệ, còn lại 9 kết quả khảo sát không hợp lệ. Do vậy, tác giả đã tiến hành phân tích với quy mô mẫu là 258 kết quả.

Các dữ liệu thu thập được nhập vào phần mềm SPSS 20.0 để có kết quả nghiên cứu của mô hình đề xuất. Sử dụng hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha nhằm xác định kết quả sơ bộ là phù hợp, tác giả đã quyết định tiếp tục sử dụng các thang đo này cho nghiên cứu chính thức. Trong phần nghiên cứu chính thức, tác giả cũng thực hiện kiểm định các thang đo thông qua hệ số Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA, tiếp theo là phân tích tương quan Pearson cùng phân tích hồi quy nhằm xác định nhân tố nào thực sự ảnh hưởng đến HVTD bia của người dân sống tại TP. Hồ Chí Minh.

4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận

4.1. Phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha

Hệ số Cronbach’s Alpha được sử dụng để đánh giá độ tin cậy về sự tương quan giữa các biến quan sát của thang đo. Ở nghiên cứu chính thức, tác giả tiến hành phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha cho 254 mẫu quan sát.

Kết quả phân tích cho thấy hệ số của các thang đo đều đáp ứng yêu cầu và được sử dụng để tiến hành các phân tích tiếp theo của nghiên cứu.

Tuy nhiên khi xét đến hệ số tương quan biến - tổng của các biến phụ thuộc thì biến CL2 của thang đo chất lượng (chỉ đạt 0,178 < 0,3) và biến GC3 của thang đo giá cả (đạt 0,266 < 0,3) không đáp ứng yêu cầu, nên loại bỏ trước khi tiến hành các phân tích tiếp theo của nghiên cứu.

4.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA

4.2.1. Phân tích nhân tố khám phá EFA cho biến độc lập

Kết quả phân tích EFA cho thấy có 7 yếu tố được trích tại Initial Eigenvalues = 1,631 và tổng phương sai trích được là 59,933% nên các chỉ tiêu phân tích đạt yêu cầu và kết quả phân tích có ý nghĩa. Chỉ số KMO = 0,661 (nằm trong đoạn 0,5 và 1) đồng thời giá trị sig. = 0,000 nên các biến có liên quan với nhau trên tổng thể. Kết quả xoay nhân tố cho thấy các biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,5 đạt yêu cầu của phương pháp.

4.2.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA cho biến phụ thuộc

Kết quả phân tích cho thấy chỉ số KMO là 0,730 > 0,5 và mức ý nghĩa sig. = 0,000 < 0,05 nên các biến có tương quan với nhau. Initial Eigenvalues rút trích tại một nhân tố với giá trị là 2,025 > 1 và tổng phương sai trích là 50,617% > 50%, nên các chỉ tiêu phân tích đạt yêu cầu và kết quả phân tích này có ý nghĩa. Tất cả các hệ số tải nhân tố đều lớn 0,5, nên những biến quan sát này đều đạt yêu cầu. Nhóm nhân tố tổng hợp HVTD sẽ gồm 4 biến quan sát, đó là HV1, HV2, HV3 và HV4.

4.3. Phân tích tương quan Pearson

Kết quả phân tích tương quan Pearson cho thấy các biến độc lập như chất lượng, giá cả, quảng cáo, thương hiệu, nhóm ảnh hưởng và hoàn cảnh đều có mối tương quan với biến phụ thuộc HVTD bia. Giá trị sig của các biến độc lập này đều nhỏ hơn 0,05. Tuy nhiên, giá trị sig của biến bao bì bằng 0,529 > 0,05, nên bao bì không có mối tương quan với HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh. Do đó, tác giả quyết định loại biến bao bì ra khỏi mô hình nghiên cứu.

Về mối tương quan giữa các biến độc lập, hầu hết các cặp biến đều không có mối tương qua do giá trị Sig. > 0,05. Riêng đối với hệ số sig của biến thương hiệu và chất lượng là 0,01 < 0,05 nên 2 biến này có mối tương quan tuyến tính, khả năng cao sẽ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Tác giả sẽ tiến hành kiểm tra hiện tượng này khi tiến hành hồi quy và sử dụng hệ số VIF.

4.4. Phân tích mô hình hồi quy tuyến tính bội

4.4.1. Mô hình hồi quy tuyến tính bội

Sau khi xác định được các biến độc lập có mối tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc, tác giả xây dựng mô hình hồi quy cho nghiên cứu. Mô hình hồi quy có dạng như sau:

HV = β₀ + β₁*CL + β₂*GC + β₃*QC + β₄*TH + β₅*AH + β₆*HC + ε

Trong đó: HV là Biến phụ thuộc HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh.

CL, GC, QC, TH, AH, HC lần lượt là chất lượng, giá cả, quảng cáo, thương hiệu, nhóm ảnh hưởng và hoàn cảnh.

β₀ là hệ số tự do, thể hiện giá trị của HV khi các biến độc lập trong mô hình đều bằng 0. β₁, β₂, β₃, β₄, β₅, β₆ lần lượt là hệ số hồi quy của các biến độc lập CL, GC, QC, TH, AH, HC.

ε là phần dư ngẫu nhiên có phân phối chuẩn với trung bình là 0 và phương sai không đổi s2.

4.4.2. Kết quả hồi quy

Tác giả tiến hành thực hiện phân tích bằng phần mềm SPSS 20.0 và thu được một số giá trị có ý nghĩa cho phân tích hồi quy.

Kết quả cho thấy R² hiệu chỉnh = 0,587 có ý nghĩa độ thích hợp của mô hình là 58,7% hay nói cách khác là với mức ý nghĩa 5%, 6 biến độc lập sử dụng trong mô hình giải thích được 58,7% sự biến thiên của biến phụ thuộc; 41,3% còn lại là do các biến khác ngoài mô hình và do sai số ngẫu nhiên. Ngoài ra, hệ số Durbin-Watson có giá trị bằng 1,523 nằm trong khoảng từ 1 đến 3, nên kết luận phần sai số không có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau.

Bảng 1. Tóm tắt mô hình

Nguồn: Kết quả từ SPSS 20.0

Tiến hành kiểm định ANOVA trên SPSS, ta thu được kết quả trong Bảng 2.

Bảng 2. Kiểm định phương sai Anova khi chạy hồi quy

Nguồn: Kết quả từ SPSS 20.0

Dựa vào số liệu phân tích Anova trong Bảng 2, ta thấy F = 62.926 với mức ý nghĩa 0,000 < 0,05, nên giả thuyết H0 bị bác bỏ. Do đó, 6 nhân tố được đề cập trong mô hình thực sự có ảnh hưởng đến hành vi tiêu dùng bia và có thể sử dụng để hồi quy.

Bảng 3. Kết quả hệ số hồi quy

Nguồn: Kết quả từ SPSS 20.0

Bảng 3 cho thấy giá trị sig của 6 biến độc lập đều bằng 0,000 < 0,05, nên các biến độc lập đều có tác động đến biến phụ thuộc. Do đó, bác bỏ giả thuyết H0, HVTD bia chịu tác động của 6 nhân tố và dữ liệu là mẫu nghiên cứu có thể sử dụng để suy ra tổng thể.

Từ kết quả hệ số hồi quy, ta có được mô hình hồi quy như sau:

HV = -2,051 + 0,316*CL + 0,133*GC + 0,166*QC + 0,173*TH + 0,403*AH + 0,409*HC

Xét về hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập, ta xét hệ số chấp nhận phương sai (VIF) của kết quả hồi quy. Cả 6 biến đều có hệ số VIF nằm trong khoảng từ 1 đến 2. Vì vậy, mối tương quan giữa các biến độc lập là không đáng kể và kết luận rằng không có hiện tượng đa cộng tuyến.

4.4.3. Kiểm định các giả thiết nghiên cứu

Kết quả từ Bảng 3 cho thấy 6 biến độc lập đều có giá trị sig. < 0,05, hệ số hồi quy dương nên chúng có tác động tỉ lệ thuận đối với HVTD của người tiêu dùng. Riêng biến bao bì đã được kết luận không có sự tương quan đến biến phụ thuộc nên biến này đã bị loại khỏi mô hình và giả thiết H4 bị bác bỏ. Như vậy có 6 giả thiết nghiên cứu H1, H2, H3, H5, H6, H7 có ý nghĩa thống kê nên được chấp nhận.

5. Kết luận

Thông qua kết quả nghiên cứu đạt được, nhóm tác giả đưa ra kết luận rằng các nhân tố về chất lượng, giá cả, quảng cáo, thương hiệu, nhóm ảnh hưởng và hoàn cảnh có tác động đến HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh. Mỗi nhân tố có mức độ ảnh hưởng khác nhau.

Chất lượng là nhân tố có sự ảnh hưởng lớn nhất đến HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh có hệ số chuẩn hóa Beta đạt 0,435. Theo mô hình hồi quy đạt được từ kết quả nghiên cứu ở chương 4, khi chất lượng tăng lên 1 đơn vị thì HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh sẽ tăng theo 0,316 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.

Hoàn cảnh là nhân tố có sự ảnh hưởng lớn thứ hai đến HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh có hệ số chuẩn hóa Beta đạt 0,384. Theo mô hình hồi quy đạt được từ kết quả trước đó, khi hoàn cảnh tăng lên 1 đơn vị thì HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh sẽ tăng theo 0,409 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.

Nhóm ảnh hưởng là nhân tố có sự ảnh hưởng lớn thứ ba đến HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh có hệ số chuẩn hóa Beta đạt 0,379. Theo mô hình hồi quy đạt được từ kết quả trước đó, khi nhóm ảnh hưởng tăng lên 1 đơn vị thì HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh sẽ tăng theo 0,403 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.

Thương hiệu là nhân tố có sự ảnh hưởng lớn thứ tư đến HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh có hệ số chuẩn hóa Beta đạt 0,237. Theo mô hình hồi quy đạt được từ kết quả phía trên, khi thương hiệu tăng lên 1 đơn vị thì HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh sẽ tăng theo 0,173 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.

Quảng cáo là nhân tố có sự ảnh hưởng lớn thứ năm đến HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh có hệ số chuẩn hóa Beta đạt 0,192. Theo mô hình hồi quy đạt được từ kết quả phía trên, khi quảng cáo tăng lên 1 đơn vị, thì HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh sẽ tăng theo 0,166 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.

Giá cả là nhân tố có sự ảnh hưởng ít nhất đến HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh trong các nhân tố được đưa ra trong mô hình nghiên cứu và có hệ số chuẩn hóa Beta đạt 0,183. Theo mô hình hồi quy đạt được từ kết quả phía trên, khi giá cả tăng lên 1 đơn vị, thì HVTD bia của người dân tại TP. Hồ Chí Minh sẽ tăng theo 0,133 đơn vị trong điều kiện các yếu tố khác không đổi.

TÀI LIỆU THAM KHẢO:

1. Amadi Christian & Ezekiel Maurice Sunday. (2013). Factors Influencing Brand Preference of Beer Consumption in Port-Harcourt Metropolis, Rivers State, Nigeria. European Journal of Business and Management, 5(17), 76-87.
2. Bearden, W.O and Etzel, M.J. (1982). Reference group influence on product and brand purchase, Decision. Journal of consumer research, 9(10), 183-194.
3. Borden Neil. (1953). The Concept of the Marketing Mix. Journal of Advertising Research, 19(64), 2-7.
4. Gabriel A Okwandu. (2001). Factors Influencing Brand Preference of Beer Consumer In Nigeria. Nigerian Journal of Social and Development Issue, 1(1), 1-15.
5. Garson D. (2002). Differential Bias in Representing Model Parameters. Multivariate Behavior Research, 28, 263-311.
6. Istvánné Hajdu, Anita Major, Zoltán Lakner. (2007). Consumer behaviour in the Hungarian beer market. Studies in Agricultural Economic, 106, 89-104.
7. Sancho, F. M., Miguel, M. J., & Aldas, J. (2011). Factors influencing youth alcohol consumption intention. Journal of Social Marketing, 1(3), 192-210.
8. Waqar Nisar. (2014). Influences of Consumer Behavior: Research about Beverage Brands of Pakistan. International Journal of Academic Research in Business and Social Sciences, 4(8), 137-146.
9. Nguyễn Đình Thọ, (2011). Phương pháp nghiên cứu khoa học trong kinh doanh. Hà Nội: Nhà xuất bản Lao động - Xã hội.
10. Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, (2008). Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS tập 1 & 2. Hà Nội: Nhà xuất bản Hồng Đức.
11. Satra, Thị trường Việt Nam thay đổi ra sao sau gần 10 năm?, http://satra.com.vn/tin-tuc/thi-truong-bia-viet-nam-thay-doi-ra-sao-sau-gan-10-nam-31495

FACTORS AFFECTING THE BEER CONSUMPTION BEHAVIOR

OF CONSUMER IN HO CHI MINH CITY

• NGUYEN THI QUYNH NHU¹

• Ph.D PHAM HUNG CUONG¹

• Master. TRAN ANH TAI¹

¹Foreign Trade University - Ho Chi Minh City Campus   

ABSTRACT:

This paper analyzes the factors affecting the beer consumption behavior of consumer in Ho Chi Minh City. The results show that there are six factors affecting consumer behavior including quality, price, advertising, brand, influence group and consumption context. Based on the paper’s findings, some solutions are proposed to improve the performance of beer companies.

Keywords: consumption behavior, beer, Ho Chi Minh City.

[Tạp chí Công Thương - Các kết quả nghiên cứu khoa học và ứng dụng công nghệ, Số 2, tháng 2 năm 2022]