TẠP CHÍ CÕNG THƯƠNG Ý ĐỊNH MUA CÁC SẢN PHAM CHĂM SÓC CÁ NHÂN THIÊN NHIÊN CỦA NGƯỜI TIÊU DÙNG TRÊN ĐỊA BÀN THÀNH PHƠ Hồ CHÍ MINH • PHẠM HÙNG CƯỜNG - Đỗ HỒNG Ý NHI TĨM TẮT: Bài viết nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sản phẩm chăm sóc cá nhân thiên nhiên (CSCNTN) người tiêu dùng địa bàn TP Hồ Chí Minh Kết nghiên cứu cho thấy, có yếu tố tác động đến ý định mua sản phẩm CSCNTN người tiêu dùng, bao gồm: (1) Ý thức sức khỏe; (2) Ý thức môi trường; (3) Chuẩn chủ quan (4) Nhận thức kiểm soát hành vi Trong đó, yếu tố Ý thức ngoại hình lại khơng có tác động đến ý định mua Từ đó, viết đề xuất số giải pháp cho doanh nghiệp sản xuất kinh doanh sản phẩm CSCNTN, nhằm thúc đẩy ý định mua người tiêu dùng Từ khóa: ý định mua, sản phẩm chăm sóc cá nhân thiên nhiên, TP Hồ Chí Minh Đặt vấn đề Trong thời điểm mà hậu khủng hoảng mơi trường biến đổi khí hậu ngày trở nên nghiêm trọng, khách hàng bắt đầu yêu cầu sản phẩm bền vững (Fontenelle, 2013) Bên tiêu dùng quan tâm tính thiết yếu sản phẩm Theo Công ty Nghiên cứu thị trường Euromonitor International, ngành cơng nghiệp CSCN làm đẹp có tốc độ tăng trưởng không đáng kể giá cạnh thực phẩm xanh, sản phẩm CSCNTN trị sản lượng Việt Nam vào năm 2020 Tuy nhiên, phân khúc sản phẩm vệ sinh cá nhân lại có ưu tiên chọn lựa người tiêu dùng nhận thức rõ tác hại vi nhựa, hóa chất sản phẩm chăm sóc cá nhân (CSCN) ưu nhờ doanh số bán xà phòng nước xà phòng dạng tăng Covid-19 Đồng thời, thị trường toàn cầu dự đốn hồi phục mạnh mẽ thơng thường Nhu cầu thị trường sản phẩm CSCN xanh có tiềm cạnh tranh để phát triển thị trường châu Á so với lĩnh vực CSCN không xanh (Kline & Company, 2008) Trong bối cảnh dịch bệnh Covid-19 bùng phát nay, sản phẩm CSCN người thời kỳ hậu Covid-19, với mức tăng trưởng 3% dự đoán Châu Á - Thái Bình Dương thúc đẩy 2Ĩ4 SỐ - Tháng 5/2022 Dưới tác động dịch bệnh, người tiêu dùng có xu hướng đầu tư nhiều cho sức khỏe thân gia đình, sản phẩm tiêu dùng lựa chọn tiêu chí an tồn cho sức khỏe, QUẢN TRỊ-QUẢN LÝ vậy, hội tốt cho sản phẩm H2: Ý thức mơi trường có tác động đồng biến CSCNTN, hữu phát huy giá trị Hiện có nhiều nghiên cứu sản phẩm CSCN đến ý định mua sản phẩm CSCNTN H3: Ỷ thức ngoại hình có tác động đồng biến xanh, hữu cơ, nhiên đa số thực đến ý định mua sản phẩm CSCNTN H4: Chuẩn chủ quan có tác động đồng biến đến thị trường nước khác giới Mỹ, Đức, Malaysia, Ân Độ, (Kim Chung, 2011; Ambaum cộng sự, 2020; Ghazali cộng sự, 2017; T.Tewary cộng sự, 2021, In & Ahmad, 2018) chưa có viết nghiên cứu chuyên sâu ý định mua sản phẩm CSCNTN thị trường Việt Nam nói chung TP Hồ Chí Minh nói riêng Dựa tảng sở lý luận nghiên cứu trước lý thuyết hành vi hoạch định, tác giả xây dựng mơ hình nghiên cứu ý định mua sản phẩm CSCNTN người tiêu dùng địa bàn TP Hồ Chí Minh Sau xác định yếu tố có tác động đến ý định mua người tiêu dùng, tác giả đề xuất giải pháp đối ý định mua sản phẩm CSCNTN H5: Nhận thức kiểm soát hành vi tác động đồng biến đến ý định mua sản phẩm CSCNTN Phương pháp nghiên cứu 3.1 Thang đo Các thang đo sử dụng cho nghiên cứu kế thừa phát triển từ nghiên cứu liên quan trước để đảm bảo tính xác hiệu thang đo Cụ thể nội dung thang đo tham khảo từ nghiên cứu Aijen (2002); Ambaum cộng (2020); Ghazali cộng (2017); Yeon Kim & Chung (2011); Ajzen (2002); Kleine Stủve & StrauB (2016); Nguyễn cộng với doanh nghiệp nhằm kích thích nhu cầu người tiêu dùng sản phẩm CSCNTN (2019), Trịnh cộng (2020); Hoàng cộng (2020) Tuy nhiên tác giả chuyển đổi sang ngơn Mơ hình giả thuyết nghiên cứu Qua nghiên cứu trước đây, viết đề xuất mơ hình nghiên cứu gồm biến độc lập ảnh hưởng đến ý định mua sản phẩm CSCNTN ngữ tiếng Việt điều chỉnh cách diễn đạt cho người tiêu dùng địa bàn TP Hồ Chí Minh gồm: (1) Ý thức sức khỏe; (2) Ý thức môi trường; (3) Ý thức ngoại hình; (4) Chuẩn chủ quan (5) Nhận thức kiểm sốt hành vi (Hình 1) Hình 1: Mơ hình nghiên cứu đề xuất phù hợp với văn phong người Việt Nam thị trường thực tế Việt Nam Ngồi ra, nghiên cứu nhóm tác giả sử dụng thang đo Likert điểm để thể quan điểm ứng viên nhận định bao gồm: - Hồn tồn khơng đồng ý; - Không đồng ý; - Phần không đồng ý; Bình thường; - Phần đồng ý; - Đồng ý; Hoàn toàn đồng ý 3.2 Phương pháp thu thập liệu Nhóm tác giả thực nghiên cứu định lượng địa bàn TP Hồ Chí Minh thơng qua hình thức khảo sát trực tuyến biểu mẫu Google Form Biểu mẫu khảo sát gửi đến hội nhóm, trang mạng xã hội Facebook - nơi có đơi tượng người tiêu dùng sử dụng có ý định mua sản phẩm CSCNTN Sau thu thập Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp Các giả thuyết nghiên cứu gồm: HI: Sự quan tâm đến sức khỏe có tác động đồng biến đến ý định mua sản phẩm CSCNTN phản hồi, nhóm tác giả tiến hành lọc thu 176 phản hồi hợp lệ, sau thực xử lý liệu phần mềm SPSS 22 với hỗ trợ phần mềm Excel 3.3 Phương pháp phân tích Đầu tiên, phân tích thơng kê mơ tả SỐ - Tháng 5/2022 2Ĩ5 TẠP CHÍ CƠNG THƯƠNG thực nhóm đốì tượng mẫu nghiên cứu, biến độc lập biến phụ thuộc Sau đó, phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha thực để đo lường mức độ tương quan biến quan sát yếu tố đánh giá độ phù hợp biến để đưa vào thang đo, từ loại đô'i tượng khảo sát mục tiêu mà tác giả hướng đến người có quan tâm có hiểu biết định sản phẩm CSCNTN, xanh Tiếp theo trình độ Sau đại học có 12 người (chiếm 6,82%) trung học phổ thơng người (chiếm 5,11%) biến không phù hợp mơ hình Sau kiểm Xét theo nghề nghiệp thu nhập cho thấy, đô'i định độ tin cậy thang đo Cronbach’s Alpha, biến quan sát phù hợp tiếp tục đưa vào phân tích nhân tơ' khám phá EFA nhằm đánh giá mô'i quan hệ tương quan biến với xác định nhóm nhân tố có tác động đến ý định mua Tiếp đến, tác giả sử dụng phân tích tương quan Pearson nhằm đánh giá mơ'i tương quan tuyến tính chặt chẽ cặp biến định lượng tượng người tiêu dùng đa dạng ngành nghề có mức thu nhập trải dài từ triệu đồng 25 triệu, giải thích sản phẩm CSCNTN có nhiều phân khúc đa dạng chọn lọc biến phù hợp trước thực phân tích hồi quy Cuối cùng, nhóm tác giả thực với 30 người (chiếm 17,05%, kinh doanh bn bán phân tích hồi quy tuyến tính đa biến để kiểm tra phù hợp mơ hình, giả thuyết nghiên cứu đánh giá mức độ tác động biến độc lập đến biến phụ thuộc Kết nghiên cứu 4.1 Mô tả mẫu nghiên cứu độ tuổi, kết thơng kê cho thấy, nhóm người thuộc độ tuổi từ 18 - 22 tuổi chiếm tỷ trọng nên phù hợp với nhiều mức thu nhập Cụ thể: nghề nghiệp, khơi học sinh/sinh viên có lượng người tham gia cao (130 người, chiếm 73,86%), tiếp đến khối nhân viên văn phịng cơng chức/viên chức có người (chiếm 2,84%), lao động tự có người (chiếm 2,27%) ngành nghề khác có người (chiếm 1,14%) thu nhập trung bình hàng tháng, thu nhập triệu đồng có lượng người tham gia khảo sát cao với 64 người (chiếm 36,36%), từ - triệu đồng có 54 người (chiếm 30,68%), từ - 15 triệu đồng có 43 người (chiếm 24,22%), từ 15 - 25 triệu đồng có 10 người (chiếm 5,68%), 25 triệu đồng cao với 70,45%, lý giải phương có người (chiếm 2,84%) pháp thu thập liệu hình thức khảo sát trực tuyến biểu mẫu Google Form đăng tải Bên cạnh đó, kết thống kê mơ tả biến độc lập biến phụ thuộc cho thấy quan điểm nhìn trang mạng xã hội, dễ dàng tiếp cận với nhóm đơ'i tượng trẻ người trẻ chung nhận đồng tình từ người tiêu dùng với mức đánh giá trung bình đạt 5, cụ thể: sẩn lịng tham gia khảo sát so với nhóm đối tượng lớn tuổi Độ tuổi từ 22 - 30 có 37 người (chiếm 21,03%), độ tuổi 30 có 11 người biến CQ2 đạt trung bình thấp 5,16 SK1 đạt trung bình cao với mức đánh giá 6,14 4.2 Phân tích hệ sốtin cậy Cronbach ’s Alpha Kết phân tích cho thấy, thang đo Ý thức sức khỏe, Ý thức môi trường, Ý thức ngoại (chiếm 6,25%), độ tuổi 18 có người (chiếm 2,27%) giới tính, nữ giới chiếm đa sơ' với 84,66% Điều giải thích nữ giới có xu hướng quan tâm đến việc chăm sóc thể, ngoại hình nhiều so với nam giới (có 26 người, chiếm 14,77%) Đơ'i tượng giới tính thứ có người, chiếm 0,57% trình độ học vấn, đáp viên có trình độ Đại học/cao đẳng, chiếm tỉ trọng cao với 88,07% 26Ĩ SỐ9-Tháng 5/2Ũ22 hình tốt hệ sơ' Cronbach’s Alpha đạt từ 0,7 đến 0,8 Bên cạnh đó, thang đo Chuẩn chủ quan Nhận thức kiểm soát hành vi đạt đến 0,8 cho thấy, thang đo tốt Trong đó, biến quan sát có hệ số tương quan đơ'i với biến tổng 0,3 nên giữ lại để tiếp tục phân tích nhân tố khám phá EFA Tuy hệ sơ' Cronbach’s Alpha biến tổng NH tăng QUẢN TRỊ-QUẢN LÝ lên loại biến quan sát NH3, xét thấy biến NH3 có hệ số tương quan biến tổng đạt 0,3 Kết kiểm định Barlett 523,174 với mức ý mức độ tăng lên hệ số Cronbach’s Alpha loại biến khơng đáng kể nên giữ lại biến NH3, có tương quan với thỏa mãn điều kiện phân tương tự biến CQ3 Như vậy, sau phân tích hệ so Cronbach’s Alpha, 21 biên quan sát tương ứng với biến độc lập thỏa mãn với yêu cầu nghiên cứu nên giữ lại tồn cho phân tích phía sau 4.3 Phân tích nhân tốkhám phá EFA Sau kiểm định độ tin cậy thang đo Cronbach’s Alpha, 21 biến quan sát từ biến độc lập biến quan sát từ biến phụ thuộc tiến nghĩa Sig = 0,000 < 0,05, kết luận biến tích nhân tơ' Theo kết thống kê phương pháp trích "Principal Component Analysis” cho thây, có nhân tơ' trích với hệ sơ' Eigenvalue 3,54 > 1, chứng tỏ biến quan sát biến hội tụ đạt hội tụ thang đo đảm bảo tính đơn hướng Đồng thời kết cho thấy, nhân tơ' giải thích 70,807% biến thiên liệu biến quan sát tham gia vào Bảng Ma trận nhân tố kết xoay nhân tố EFA hành phân tích nhân tố khám phá EFA nhằm đánh giá mối quan hệ tương quan biến với với phương pháp trích “Principal Component Analysis” phép xoay vng góc Varimax Kết Nhân tố CQ2 0,867 chia thành nhân tô' có hệ số tải nhân tơ' CQ1 0,828 0,5, nhiên biến NH3 tải lên đồng thời nhân tô' CQ4 0,695 chênh lệch hệ sô' tải nhóm bé 0,3 Vì vậy, để đảm bảo tính hội tụ cho mơ hình, biến NH3 CQ3 0,654 phân tích lần cho thây 21 biến quan sát NT1 0,752 NT4 0,728 Tương tự kết phân tích lần 1, phân tích NT2 0,702 nhân tơ' cho thấy, liệu phân tích phù hợp biến có tương quan với hệ sô' KMO = 0,824 > 0,5 Kết kiểm định Barlett NT3 0,665 bị loại khỏi mơ hình tiến hành phân tích nhân tơ' khám phá EFA lần (Bảng 1) 1653,933 với mức ý nghĩa Sig = 0,000 < 0,05, đó, kết luận biến có tương quan với thỏa mãn điểu kiện phân tích nhân tơ' Đồng thời, 20 biến quan sát chia thành nhóm nhân tơ' giả thuyết ban đầu nhân tô' có trị sơ' Eigenvalue thỏa mãn lớn 1, giá trị nhỏ 1,108 Tổng phần trăm phương sai trích nhân tơ' đạt 65,57% > 50% thỏa mãn yêu cầu đồng thời cho thấy nhân tơ' trích giải thích 65,57% biến thiên liệu Các biến quan sát lúc đạt hội tụ không biến xấu Đối với biến phụ thuộc, kết phân tích nhân tơ' cho thấy, liệu phân tích phù hợp biến có tương quan với hệ sô' KMO = 0,87 > 0,5 MT3 0,766 MT5 0,695 MT2 0,688 MT1 0,671 MT4 0,622 SK2 0,781 SK1 0,72 SK3 0,718 SK5 0,659 SK4 0,64 NH1 0,898 NH2 0,784 Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp từ SPSS SỐ9-Tháng 5/2022 2Ĩ7 TẠP CHÍ CƠNG THƯƠNG phân tích EFA Bên cạnh đó, biến quan sát biến phụ thuộc có hệ số tải nhân tố lớn 0,5, cho thấy biến đạt độ tin cậy giữ lại mơ hình 4.5 Phân tích hồi quy tuyến tính đa biến Sau thực phân tích tương quan Pearson, có nhân lố có tương quan với biến phụ 4.4 Phân tích hệ sơ'tương quan Pearson thuộc YD SK, MT, CQ NT đưa vào phân tích hồi quy đa biến nhằm xác định mức độ Bảng cho thấy ngoại trừ biến NH tác động yếu tố đến ý định mua sản phẩm tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc YD giá trị Sig = 0,056 > 0,5, biến độc lập lại tồn mối tương quan tuyến tính với biến phụ CSCNTN người tiêu dùng địa bàn TP Hồ Chí Minh (Bảng 3) Bảng cho thấy thống kê F 37,374 có giá trị thuộc (Sig < 0,05) Hệ số tương quan Pearson (r) biến độc lập biến phụ thuộc dao động Sig = 0,000 < 0,05 bác bỏ giả thuyết HO (H0: từ 0,445 đến 0,543, đó, biến SK có tác động mạnh mẽ đến biến phụ thuộc YD với r = 0,543 > 0,5, lại biến MT, NT, CQ thuộc nhóm biến có tương quan trung bình (nằm khoảng từ 0,3 đến 0,49) Ngoài ra, cặp biến độc lập SK-MT có giá trị Sig bé 0,05 có hệ số tương quan lớn (0,457 > 0,4) Như vậy, có biến độc lập phù hợp để đưa vào phân tích hồi quy bao gồm: (1) Ý thức sức khỏe, (2) Ý thức môi trường, (3) Chuẩn chủ quan (4) Nhận thức kiểm soát hành vi (Bảng 2) pi = P2 = P3 = P4 = 0), nghĩa R2 cách có ý nghĩa thống kê, từ kết luận mơ hình hồi quy xây dựng phù hợp Đồng thời, kiểm định t biến độc lập mơ hình có giá trị Sig < 0,05 nên bác bỏ giả thuyết H0: Bi = (i = 1,4) Vì vậy, kết luận biến độc lập đưa vào phân tích hồi quy có ý nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc với mức ý nghĩa 5% biến SK, MT, CQ NT chấp nhận giữ lại mơ hình Ngoài ra, hệ số Beta mang dấu (+) chứng tỏ yếu tố có tác động đồng biến đến biến phụ thuộc, phù hợp với giả thuyết đề Bảng Kết phân tích tương quan Pearson Pearson Correlation YD SK MT NH CQ NT 0,543** 0,483** 0,144 0,445** 0,498** 0,000 0,000 0,056 0,000 0,000 0,457" 0,252" 0,237*’ 0,319** 0,000 0,001 0,002 0,000 0,19* 0,355** 0,404** 0,012 0,000 0,000 0,422** 0,293** 0,000 0,000 0,51** YD Sig.(2-tailed) Pearson Correlation SK Sig.(2-tailed) Pearson Correlation MT Sig.(2-tailed) Pearson Correlation NH Sig.(2-tailed) Pearson Correlation CQ Sig.(2-tailed) Pearson Correlation 0,000 NT Sig.(2-tailed) Nguồn: Nhóm tác giả tự tổng hợp từ SPSS 2Ó8 Số - Tháng 5/2022 QUẢN TRỊ-QUẢN LÝ Bảng Kết hồi quy tuyến tính đq biến Hệ SỐ hổi quy chưa chuẩn hóa Hệ SỐ hổi quy chuẩn hóa Mơ hình Thốhg kê đa cộng tuyến t B Saisốchuẩn Hằng số -0,611 0,532 SK 0,479 0,087 NT 0,222 MT CQ Sig Beta Độchấp nhận VIF -1,149 0,252 0,352 5,525 0,000 0,769 1,3 0,068 0,223 3,268 0,001 0,669 1,494 0,211 0,086 0,165 2,469 0,015 0,697 1,435 0,162 0,057 0,189 2,860 0,005 0,713 1,403 R2 = 0,466; R2 hiệu chỉnh = 0,454; Thống kê Durbin-Watson = 2,243; Thống kê F = 37,374; Sig = 0,000 Nguồn: Nhóm tác giả tự tổng hợp từ SPSS Như vậy, giả thuyết đề ban đầu, giả thuyết Hí, H2, H4 H5 tương ứng với yếu tô' Ý thức sức khỏe, Ý thức môi trường, Chuẩn T Tewary cộng (2020), Nguyen cộng chủ quan Nhận thức kiểm sốt hành vi có ý sơ' hồi quy P4 = 0,223 Điều có nghĩa, nghĩa thống kê nên chấp nhận Vì thế, phương trình hồi quy chuẩn hóa rút sau: điều kiện yếu tơ' cịn lại mơ hình khơng thay đổi, đánh giá người tiêu dùng đối YD = 0,352*SK + 0,223*NT (2019) Yếu tô' Nhận thức kiểm sốt hành vi NT có hệ với yếu tơ' Nhận thức kiểm sốt hành vi NT tăng + 189*CQ + 0,165*MT Theo phương trình hồi quy trên, dựa độ lớn hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta, yếu tố Ý thức đơn vị ý định mua người tiêu dùng tăng 0,223 đơn vị ngược lại Kết tương đồng với kết nghiên cứu Yadav sức khỏe (SK) có tác động mạnh đến ý cộng (2016) Kim Chung (2011) Tương tự, yếu tơ Chuẩn chủ quan CQ có hệ sô' hồi quy P3 = 0,189, nghĩa yếu tố khác mơ hình khơng thay đổi, đánh giá định mua người tiêu dùng (YD), tiếp đến yếu tơ' Nhận thức kiểm sốt hành vi (NT) đứng thứ hai Đứng thứ yếu tô' Chuẩn chủ quan (CQ) cuối yếu tơ' Ý thức mơi trường (MT) có người tiêu dùng yếu tô' Chuẩn chủ quan tác động yếu Cụ thể: Yếu tô' Ý thức sức khỏe SK có hệ sơ' hồi quy CQ tăng hay giảm đơn vị ý định mua pi = 0,352, chứng tỏ với yếu tố khác mơ hình khơng thay đổi, đánh giá người tiêu dùng đô'i với yếu tô' Ý thức sức khỏe SK đơn vị Điều định mua sắm tăng hay giảm đơn vị ý định mua sản phẩm CSCNTN tăng giảm tương ứng 0,352 đơn vị Điều phù hợp với xu hướng tiêu dùng tình trạng dịch bệnh Covid-19 bùng phát nghiêm trọng TP Hồ Chí Minh vừa qua khiến người dân trở nên ý thức tầm quan trọng sức khỏe cần thiết việc thực lô'i sống lành mạnh, bao gồm việc lựa chọn tiêu dùng sản phẩm có lợi cho sức khỏe Kết phù hợp với kết nghiên cứu người tiêu dùng tăng giảm tương ứng 0,189 người tiêu dùng chịu ảnh hưởng nhiều từ người xung quanh người thân, bạn bè, đồng nghiệp, người tiếng người tiêu dùng khác thông qua bùng nổ công nghệ số Kết phù hợp với lý thuyết, nghiên cứu Yadav cộng (2016) Kim Chung (2011) Yếu tơ' Ý thức mơi trường MT có tác động yếu đến ý định mua với hệ sô' hồi quy [32 = 0,165 Điều chứng tỏ yếu tơ' cịn lại mơ hình khơng thay đổi, đánh giá người tiêu dùng yếu tô' Ý thức môi SỐ 9-Tháng 5/2022 269 TẠP CHÍ CƠNG THƯƠNG trường MT tăng giảm đơn vị ý định mua người tiêu dùng sản phẩm CSCNTN, tác người tiêu dùng tăng giảm tương ứng 0,165 đơn vị Điều lý giải người hại mà sản phẩm CSCN thơng thường gây tiêu dùng nhìn chung nhận định sản phẩm nên cho sức khỏe, mơi trường lợi ích thay chúng sản phẩm có nguồn gốc thiên thiên nhiên thân thiện với mơi trường, phù hợp nhiên Giá trị mặt sức khỏe cần nhân với lối sống thuận tự nhiên, sống xanh Tuy nhiên, mạnh hàng đầu hoạt động truyền thông tin tác hại vi nhựa, chất hóa học có sản phẩm CSCN thông thường thông doanh nghiệp, trở thành giá trị cốt lõi thương hiệu Bên cạnh môi trường chưa thực phổ biến khiến đó, giá trị môi trường sản phẩm người tiêu dùng chưa thực nhận thức mối nguy hại đôi với môi trường sử dụng sản phẩm CSCN thơng thường Kết ủng hộ tính bền vững trình sản xuất, sử dụng thành phần xanh, bao bì thân thiện mơi trường, lý thuyết, nghiên cứu Kim Chung (2011) Tewary cộng (2021) Kết luận Sau tiến hành thu thập liệu thực khơng thải hóa chất, vi nhựa mơi trường q trình sử dụng, nên đề cập thường xuyên hoạt động truyền thơng để người tiêu dùng thấy tính hiệu mặt môi trường lựa chọn sử dụng sản phẩm CSCNTN Doanh nghiệp tiếp cận tơt đến phân tích, nhóm tác giả xác định yếu tố tác động đến ý định mua sản phẩm nhóm đối tượng quan tâm đến sức khỏe, môi CSCNTN người tiêu dùng địa bàn TP Hồ trường thông qua việc kết hợp với tổ chức, Chí Minh với mức độ tác động giảm dần theo thứ tự tương ứng với giá trị Beta sau: (1) Ý thức chương trình bảo vệ sức khỏe, mơi trường, sức khỏe ((31 = 0,352), Nhận thức kiểm soát hành vi ((32 = 0,223), Chuẩn chủ quan ((33 = 0,189) Ý người có tầm ảnh hưởng thực hành lối sơng xanh, sông lành mạnh, để thực chiến dịch truyền thơng Từ đó, nâng cao độ nhận biết thức mơi trường ((34 = 0,165) Bên cạnh đó, hệ thương hiệu kích thích ý định mua sản phẩm số xác định R2 = 0,454 cho thây, biến độc lập đưa vào mơ hình giải thích 45,4% CSCNTN người tiêu dùng Ngồi ra, doanh nghiệp sản xuâ't cần trọng đến giá trị mặt sức khỏe bào chế sản phẩm biến thiên biến phụ thuộc, lại 54,6% biến khác ngồi mơ hình sai số ngẫu nhiên Đồng thời kết kiểm tra vi phạm giả định hồi quy cho thây giả định nghiên cứu không bị vi phạm, mơ hình nghiên cứu mà nhóm tác giả đề xuất tương đôi phù hợp Từ kết nghiên cứu trên, nhóm tác giả đề số giải pháp để kích thích ý định mua sản phẩm CSCNTN người tiêu dùng địa bàn thông qua việc lựa chọn thành phần thiên nhiên, thảo dược, tránh hóa chất khơng tốt cho sức khỏe mơi trường Đê’ tăng cường độ tin cậy chát lượng tính an tồn sản phẩm, doanh nghiệp sản xuất cần tìm hiểu cải tiến quy trình sản xuất, đáp ứng tiêu chuẩn sản phẩm thiên nhiên, từ có chứng nhận quan có thẩm quyền để tăng giá trị sản phẩm TP Hồ Chí Minh sau: Thứ nhất, yếu tố Ý thức sức khỏe Thứ hai, yếu tố Nhận thức kiểm soát hành vi, doanh nghiệp cần xác định đô'i môi trường, doanh nghiệp cần tăng cường công tác truyền thông qua báo, đài, TV, mạng xã hội, để người tiêu dùng nhận thức giá trị mà sản phẩm CSCNTN đem lại cho sức tượng khách hàng mục tiêu với phân khúc sản phẩm có kênh phân phôi, kênh truyền thông phù hợp Ban đầu với nguồn lực hạn chế, doanh nghiệp nên tập trung khai thác chuyên sâu vào phân khúc định, đảm bảo thông tin sản phẩm phủ rộng để nhóm khách hàng khỏe môi trường Các hoạt động truyền thông cần tập trung vào việc nâng cao kiến thức 270 SÔ' - Tháng 5/2022 QUẢN TRỊ-QUẢN LÝ mục tiêu nhận biết đắn khả sản phẩm, tăng độ uy tín sản phẩm Doanh mua sản phẩm thân, loại bỏ định nghiệp nên tổ chức thi, trò chơi mang kiến phổ biến sản phẩm CSCNTN sản tính lan tỏa mạng xã hội với chủ đề phẩm thiên nhiên giá cao, hiếm, khó mua, Sau có đủ nguồn lực, doanh nghiệp nên cân liên quan đến sức khỏe, môi trường chia sẻ trải nghiệm sản phẩm để nhiều người biết đến nhắc mở rộng kênh phân phơi để đảm bảo tính sẵn Ngồi ra, doanh nghiệp sử dụng chương có sản phẩm thị trường tạo thuận thiện trình ưu đãi dành cho khách hàng để lại đánh cho người mua Thứ ba, đốì với yếu tố Chuẩn chủ quan, doanh nghiệp kinh doanh kích thích ý định giá, phản hồi sản phẩm sau mua hàng, từ mua người tiêu dùng thông qua việc tạo dựng xu hướng tiêu dùng sản phẩm thiên nhiên nghiệp sản xuất cân nhắc tạo sản phẩm dành cho gia đình có thiết kế đẹp, cộng đồng Trong hoạt động truyền thơng, doanh nghiệp kết hợp với người phù hợp làm quà tặng dịp lễ cho người thân, bạn bè để tăng độ tiếp cận đến tiếng, nhân vật có tầm ảnh hưởng để quảng bá cho khách hàng tiềm ■ giúp khách hàng có thêm niềm tin vào sản phẩm thúc đẩy ý định mua Các doanh TÀI LIỆU THAM KHẢO: Al Mamun, A., Nawi, N c., Hayat, N., & Zainol, N R B (2020) Predicting the Purchase Intention and Behaviour towards Green Skincare Products among Malaysian Consumers.Sustainability, 12(24), 10663 Ambaum, I., & Demir, z (2020) Do you care, men? Examining the factors that influence mens attitude towards natural personal care products in Germany and attitudes impact on purchase intention Jonkoping University, Jonkoping, Sweden Ajzen, I (2002) Constructing a TPB Questionnaire: Conceptual and Methodological Considerations [Online] Avalabile at http://citeseerx.ist.psu.edu/viewdoc/download ?doi=10.1.1.601.956&rep=repl&type=pdf Al Mamun, A., Mohamad, M R., Yaacob, M R B„ & Mohiuddin, M (2018) Intention and behavior towards green consumption among low-income households Journal ofEnvironmental Management, 227, 73-86 Fauzi, N F s N., & Hashim, R A (2015) Generation X and purchase intention toward green cosmetic and skin care products OVM International Journal ofBusiness and Management, 1(2), 79-91 Ghazali, E., Soon, p c., Mutum, D s., & Nguyen, B (2017) Health and cosmetics: Investigating consumers values for buying organic personal care products Journal ofRetailing and Consumer Services, 39, 154-163 Grankvist, G., & Biel, A (2001) The importance of beliefs and purchase criteria in the choice of eco-labeled food products Journal ofenvironmental psychology, 21(4), 405-410 Hoàng, T.H., Huỳnh, T.T.Q & Huỳnh, T.N., (2018) Các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi tiêu dùng xanh người tiêu dùng thành phố Huế Tạp chí Khoa học Đại học Huế: Kinh tế Phát triển, 127(5 A), 199-212 In, c F., & Ahmad, A (2018) The effect of demographic factors on consumer intention to purchase green personal care products In Proceeding ofINSIGHT 20181 st International Conference Religion, Social Sciences and Technological Education, 25-26 September 2018 (pp 1-7) Universiti Sains Islam Malaysia, Nilai, Malaysia 10 Kline & Company, (2008) The greening of personal care: separating perception from reality [Online] Avalabile at https://www.yumpu.com/en/document/read/3562139/greening-of-personal-care-kline-company 11 Lockie, s., Lyons, K„ Lawrence, G., & Mummery, K (2002) Eating green: motivations behind organic food consumption in Australia Sociologia ruralis, 42(1), 23-40 12 Nguyễn, T.Q.N & Lê, D.N.H (2020) Các nhân tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm mỹ phẩm organic người tiêu dùng địa bàn thành phố Hồ Chí Minh Tạp chí Kinh tếđối ngoại, 116, 89-105 SỐ - Tháng 5/2022 271 TẠP CHÍ CƠNG THƯƠNG 13 Strauss, J., & Kleine Stủve, s (2016) Organic hair care and the green purchasing gap: A TPB approach Jonkoping University, Jonkoping, Sweden 14 Tewary, T., Gupta, A., Mishra, V., & Kumar, J (2021) Young working women's purchase intention towards organic cosmetic products International Journal ofEconomics and Business Research ,22(2-3), 256-277 15 Trịnh, P.N., Nguyễn, D.H & Nguyễn, V.K., (2020) Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng gạo hữu người tiêu dùng Đồng Sông cửu Long Tạp chí Kinh tế Quản trị kinh doanh, 12,2-8 16 Yadav, R., & Pathak, G S (2016) Young consumers' intention towards buying green products in a developing nation: Extending the theory of planned behavior Journal of Cleaner Production, 135,732-739 18 Yeon Kim, H., & Chung, J.-E (2011) Consumer purchase intention for organic personal care products Journal of Consumer Marketing, 28(1), 40-47 Ngày nhận bài: 08/9/2022 Ngày phản biện đánh giá sửa chữa: 12/3/2022 Ngày châp nhận đăng bài: 10/4/2022 Thông tin tác giả: PHẠM HÙNG CƯỜNG ĐỖ HOÀNG Ý NHI Trường Đại học Ngoại thương, TP Hồ Chí Minh, Việt Nam THE PURCHASE INTENTION OF CONSUMERS LIVING IN HO CHI MINH CITY TOWARDS NATURAL PERSONAL CARE PRODUCTS • PHAM HUNG CUONG’ • DO HOANG Y NHI' ’Foreign Trade University, Ho Chi Minh City ABSTRACT: This study identifies the factors affecting the purchase intention of consumers living in Ho Chi Minh City towards natural personal care products The study finds out that there are four factors positively influencing the purchase intention of consumers These factors are (1) Health consciousness; (2) Environment consciousness; (3) Subjective norms, and (4) Perceived behavioural control In contrast, the factor of Appearance consciousness does not impact the purchase intention of consumers Based on the study’s results, some recommendations are made to help personal care product manufacturers and trading enterprises have solutions to increase the purchase intention of consumers towards natural personal care products Keywords: purchase intention, natural personal care products, Ho Chi Minh City 272 So - Tháng 5/2022 ... cứu ý định mua sản phẩm CSCNTN người tiêu dùng địa bàn TP Hồ Chí Minh Sau xác định yếu tố có tác động đến ý định mua người tiêu dùng, tác giả đề xuất giải pháp đối ý định mua sản phẩm CSCNTN... D.N.H (2020) Các nhân tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm mỹ phẩm organic người tiêu dùng địa bàn thành phố Hồ Chí Minh Tạp chí Kinh tếđối ngoại, 116, 89-105 SỐ - Tháng 5/2022 271 TẠP CHÍ CƠNG THƯƠNG... ảnh hưởng đến ý định mua sản phẩm CSCNTN ngữ tiếng Việt điều chỉnh cách diễn đạt cho người tiêu dùng địa bàn TP Hồ Chí Minh gồm: (1) Ý thức sức khỏe; (2) Ý thức môi trường; (3) Ý thức ngoại hình;