Lê Ngọc Danh, Huỳnh Văn Tùng, Dương Quang Tùng
Trường Đại học Kỹ Thuật Công Nghệ Cần Thơ
Ngô Thanh Vũ
Sở du lịch tỉnh Kiên Giang
Ngô Ngọc Tồn
Trường Đại học Kiên Giang
(Quanlynhanuoc.vn) – Dựa trên nền tảng lý thuyết hành vi tiêu dùng của Giampietri và cộng sự (2018), nghiên cứu khảo sát 264 người tiêu dùng tại Rạch Giá, tỉnh Kiên Giang nhằm xác định các yếu tố ảnh hưởng đến ý định tiêu dùng rau hữu cơ. Phương pháp nghiên cứu sử dụng, gồm: thống kê mô tả, kiểm định độ tin cậy (Cronbach’s Alpha), phân tích nhân tố khám phá (EFA) và hồi quy đa biến. Kết quả nghiên cứu xác định 2 yếu tố tác động tích cực đến ý định tiêu dùng rau hữu cơ của người dân, bao gồm: an toàn thực phẩm, môi trường và giá cả; đề xuất các giải pháp nhằm thúc đẩy tiêu dùng rau hữu cơ, như: nâng cao chất lượng hàng hóa và dịch vụ, tăng cường sự tiện lợi trong mua sắm, ổn định và hợp lý hóa giá cả, đồng thời đẩy mạnh hoạt động truyền thông, giáo dục nhận thức người tiêu dùng về lợi ích của sản phẩm hữu cơ. Kết quả nghiên cứu cung cấp cơ sở thực tiễn cho các nhà quản lý và doanh nghiệp trong việc phát triển thị trường rau hữu cơ tại Rạch Giá, tỉnh Kiên Giang.
Từ khóa: Ý định mua hàng, rau hữu cơ, hành vi người tiêu dùng, an toàn thực phẩm và môi trường, giá cả, nhận thức, Rạch Giá, tỉnh Kiên Giang.
1. Đặt vấn đề
Trong bối cảnh toàn cầu hóa, các vấn đề về môi trường, an toàn thực phẩm và sức khỏe cộng đồng đang ngày càng được quan tâm, từ đó thúc đẩy sự phát triển mạnh mẽ của xu hướng tiêu dùng xanh và bền vững. Thực phẩm hữu cơ, với đặc tính an toàn, thân thiện môi trường và tốt cho sức khỏe đã trở thành lựa chọn ưu tiên của người tiêu dùng tại nhiều quốc gia phát triển và đang phát triển (Rana & Paul, 2017; Boca, 2021).
Lý thuyết Hành vi có Kế hoạch (Theory of Planned Behavior – TPB) của Ajzen (1991, 2020) đã cung cấp khuôn khổ nền tảng cho việc lý giải ý định và hành vi tiêu dùng, trong đó ba yếu tố: thái độ, chuẩn mực chủ quan và kiểm soát hành vi nhận thức được xác định là những yếu tố cốt lõi ảnh hưởng đến quyết định mua hàng. Các nghiên cứu thực nghiệm tại các nước đang phát triển (Iqbal, 2015; Slamet et al., 2016) cũng cho thấy nhận thức về sức khỏe, niềm tin vào nhãn hữu cơ, an toàn thực phẩm và rào cản giá cả đóng vai trò quan trọng trong hành vi tiêu dùng thực phẩm hữu cơ.
Tại Việt Nam, nhu cầu về rau quả hữu cơ đã tăng lên rõ rệt trong những năm gần đây, song phần lớn các nghiên cứu chỉ tập trung ở các đô thị lớn, như: Hà Nội và TP. Hồ Chí Minh (Ngô Thái Hưng, 2013; Nguyễn Thu Hà & Hoàng Đàm Lương Thúy, 2020). Trong khi đó, các khu vực vùng ven, nông thôn và địa phương tiềm năng, như: thành phố Rạch Giá (tỉnh Kiên Giang) – trung tâm kinh tế, thương mại của vùng Tây Nam Bộ – lại chưa nhận được nhiều sự quan tâm nghiên cứu, dù đây là khu vực có điều kiện tự nhiên thuận lợi cho sản xuất nông nghiệp hữu cơ. Thêm vào đó, bối cảnh sau đại dịch Covid-19 đã tác động mạnh mẽ đến thói quen tiêu dùng, thúc đẩy nhu cầu sử dụng các sản phẩm an toàn, lành mạnh và có nguồn gốc rõ ràng (Ćirić et al., 2020; Chaturvedi et al., 2021). Điều này đặt ra yêu cầu cấp thiết phải tái đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến ý định tiêu dùng thực phẩm hữu cơ, đặc biệt khi các yếu tố đặc thù về thu nhập, nhận thức, thói quen tiêu dùng và sự sẵn có của sản phẩm hữu cơ tại địa phương vẫn còn là khoảng trống nghiên cứu tại Việt Nam.
Xuất phát từ thực tiễn đó, đề tài “Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua rau hữu cơ của người dân tại thành phố Rạch Giá, tỉnh Kiên Giang” được thực hiện nhằm: bổ sung cơ sở lý luận và thực tiễn cho lĩnh vực nghiên cứu hành vi tiêu dùng thực phẩm hữu cơ tại địa phương; cung cấp dữ liệu tham khảo có giá trị cho doanh nghiệp, nhà sản xuất và cơ quan quản lý trong việc xây dựng chính sách phát triển thị trường rau hữu cơ tại vùng Tây Nam Bộ; góp phần thúc đẩy tiêu dùng bền vững, bảo vệ sức khỏe cộng đồng và hỗ trợ phát triển nông nghiệp hữu cơ trong chiến lược phát triển kinh tế – xã hội của quốc gia.
2. Giải quyết vấn đề
2.1 Phương pháp thu thập số liệu
Số liệu thứ cấp thu thập về diện tích, dân số, thu thập bình quân đầu người, tốc độ tăng trưởng kinh tế, chỉ số giá tiêu dùng, giá trị sản xuất nông nghiệp, công nghiệp – xây dựng, thương mại – dịch vụ thông qua các dữ liệu của Cục Thống kê tỉnh Kiên Giang, Niên giám thống kê tỉnh Kiên Giang.
Số liệu sơ cấp được thu thập từ người tiêu dùng rau hữu cơ tại Rạch Giá.
2.2 Mô hình nghiên cứu
Vệ sinh an toàn thực phẩm đóng vai trò quan trọng trong hành vi tiêu dùng hiện đại. Nghiên cứu của Malcorps et al. (2021) cho thấy người tiêu dùng phương Tây, đặc biệt quan tâm đến các thông điệp về tính bền vững và chứng nhận an toàn khi lựa chọn sản phẩm thủy sản. Các yếu tố liên quan đến an toàn vệ sinh thực phẩm, như: chứng nhận HACCP, ISO thường được người tiêu dùng châu Á đánh giá cao (Malcorps et al., 2021). Tương tự, nghiên cứu tại Úc của McManus et al. (2014) cho thấy, sự nhầm lẫn về khái niệm “tươi” đã làm suy giảm niềm tin của người tiêu dùng vào chất lượng và an toàn của sản phẩm hải sản, cho thấy vai trò then chốt của nhận thức vệ sinh thực phẩm trong quyết định tiêu dùng. Trong bối cảnh thực phẩm hữu cơ, nghiên cứu của Iqbal (2015) cũng xác nhận, động cơ chính khiến người tiêu dùng Bangladesh chuyển sang thực phẩm hữu cơ là mong muốn tránh tiếp xúc với hóa chất độc hại, nhấn mạnh vai trò của niềm tin vào vệ sinh và an toàn thực phẩm.
Yếu tố thân thiện môi trường gắn liền với nhãn sinh thái được chứng minh là tác động mạnh đến hành vi tiêu dùng xanh (Hameed & Waris, 2018), khi người tiêu dùng có xu hướng tin tưởng hơn và sẵn sàng lựa chọn sản phẩm được chứng nhận bền vững.
Nhận thức về lợi ích sức khỏe là động lực quan trọng nhất thúc đẩy tiêu dùng thực phẩm hữu cơ và bền vững trong nhiều nghiên cứu. Rana và Paul (2017) tổng hợp rằng, “ý thức về sức khỏe” là yếu tố chi phối mạnh nhất trong thái độ và hành vi mua thực phẩm hữu cơ toàn cầu. Nghiên cứu của Chaturvedi et al. (2021) tại Ấn Độ trong bối cảnh Covid-19 cũng nhấn mạnh, đại dịch đã làm tăng đáng kể nhu cầu thực phẩm hữu cơ nhờ lo ngại về miễn dịch và an toàn sức khỏe. Tại Romania, nghiên cứu của Boca (2021) cho thấy, phần lớn người tiêu dùng sẵn sàng chi trả thêm cho trái cây và rau quả hữu cơ vì tin rằng chúng tốt hơn cho sức khỏe và ngăn ngừa bệnh tật. Ngoài ra, Ćirić et al. (2020) tại Serbia chỉ ra Covid-19 đã làm gia tăng xu hướng tiêu dùng thực phẩm hữu cơ trong bối cảnh ý thức sức khỏe cộng đồng tăng lên nhanh chóng.
Sự tiện lợi bao gồm khả năng tiếp cận nhanh, dễ dàng sử dụng và tiết kiệm thời gian, là yếu tố ảnh hưởng đáng kể đến hành vi tiêu dùng thực phẩm. Theo nghiên cứu tại Malaysia (Chamhuri & Batt, 2013), tiêu chí tiện lợi như môi trường mua sắm sạch sẽ, sản phẩm dễ lựa chọn đã khiến người tiêu dùng ưa chuộng siêu thị hơn chợ truyền thống khi mua thịt tươi. Trong nghiên cứu thương mại điện tử thực phẩm tại Việt Nam, Hồ Thị Thúy Nga và Lê Ngọc Hậu (2021) nhấn mạnh, sự tiện lợi của kênh online là động lực then chốt thúc đẩy hành vi mua sắm rau quả tại siêu thị trong và sau đại dịch Covid-19. Tương tự, Ćirić et al. (2020) cho thấy, người tiêu dùng Serbia bắt đầu ưa chuộng mua thực phẩm hữu cơ online vì tính tiện lợi và khả năng tiếp cận nhanh trong bối cảnh giãn cách xã hội.
Giá cả luôn là rào cản quan trọng trong tiêu dùng thực phẩm hữu cơ và bền vững. Slamet et al. (2016) tại Indonesia chỉ ra rằng giá cao là yếu tố hạn chế chính khiến người tiêu dùng còn dè dặt với rau hữu cơ, dù họ nhận thức rõ lợi ích sức khỏe. Tương tự, nghiên cứu tại Romania của Radulescu et al. (2021) cho thấy, dù người tiêu dùng sẵn sàng trả thêm 10–20% cho sản phẩm hữu cơ, yếu tố giá vẫn là mối lo ngại khi lựa chọn thường ngày. Effendi et al. (2015) cũng chỉ ra rằng, tại Bắc Sumatra, yếu tố giá không ảnh hưởng trực tiếp đến thái độ tiêu dùng hữu cơ, nhưng có thể tác động gián tiếp thông qua nhận thức về giá trị sản phẩm. Cuối cùng, nghiên cứu tổng quan của Rana và Paul (2017) kết luận rằng, rào cản giá vẫn là vấn đề phổ biến ở cả các quốc gia phát triển và đang phát triển khi người tiêu dùng cân nhắc giữa thực phẩm hữu cơ và thông thường.
Mô hình nghiên cứu đề xuất dựa trên mô hình nghiên cứu của (Wee et al., 2014) về các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua thực phẩm hữu cơ. Bên cạnh đó, mô hình còn đề xuất thêm ba yếu tố là: nhận thức về chất lượng theo nghiên cứu của (Alamsyah & Angliawati, 2015; Dickieson et al., 2009; Steptoe et al., 1995); giá bán của sản phẩm theo nghiên cứu của (Dickieson et al., 2009; Sajiki et al., 2009; Slamet et al., 2016; Steptoe et al., 1995; Yin et al., 2010); và sự tiện lợi của sản phẩm theo nghiên cứu của (Steptoe et al., 1995).
2.3 Phương pháp phân tích
Nghiên cứu sử dụng phương pháp thống kê mô tả để phân tích. Tiếp đến sử dụng kiểm định Cronbach’s Alpha để kiểm định sự đồng nhất giữa các biến và loại bỏ các biến rác. Nghiên cứu dùng phương pháp phân tích nhân tố khám phá EFA để xác định các yếu tố tác động đến ý định mua rau hữu cơ của người dân trên địa bàn Rạch Giá, tỉnh Kiên Giang. Cuối cùng phân tích hồi quy đa biến để tìm ra các biến ảnh hưởng.
3. Kết quả nghiên cứu
3.1 Mô tả mẫu quan sát
Nghiên cứu đã phát ra 300 bảng câu hỏi, thu về 264 bảng câu hỏi. Kết quả thu được 264/300 mẫu đạt yêu cầu, tỷ lệ mẫu này là chấp nhận được. Việc nghiên cứu được thực hiện trên 300 mẫu đạt yêu cầu. Đặc điểm của mẫu nghiên cứu như sau:
Bảng 1. Đặc điểm của mẫu nghiên cứu
| Đặc điểm đáp viên | Trung bình | Độ lêch chuẩn | Nhỏ nhất | Lớn nhất |
| Tuổi (năm) | 32 | 12 | 18 | 72 |
| Số thành viên trong gia đình (người) | 4 | 1 | 1 | 9 |
| Tỷ lệ nữ (%) | 65 | |||
| Trình độ học vấn | ||||
| Tiến sĩ | 1 | |||
| Thạc sĩ | 1 | |||
| Đại học | 15 | |||
| Cao đẵng | 2 | |||
| THPT | 66 | |||
| Khác | 17 | |||
| Nghề nghiệp (%) | ||||
| Không có việc làm | 13 | |||
| Nội trợ | 13 | |||
| Lao động phổ thông | 48 | |||
| Nhân viên văn phòng | 24 | |||
| Giáo viên | 3 | |||
| Chi thực phẩm hộ (triệu đồng/tháng) | 3,4 | 3,2 | 0 | 30 |
Theo mẫu khảo sát tỷ lệ nữ chiếm 65% chênh lệch về giới tính không nhiều trong mẫu khảo sát. Về độ tuổi trung bình trong mẫu khảo sát là 32 tuổi, độ lệch chuẩn là 12 tuổi, độ tuổi thấp nhất là 18 tuổi, cao nhất là 72 tuổi. Về số thành viên trong gia đình trung bình là 4 thành viên, độ lệch chuẩn là 1 chênh lệch về số thành viên cũng không nhiều, số thành viên trong gia đình thấp nhất là 1 thành viên, nhiều nhất là 9 thành viên. Về trình độ học vấn trung bình là cao đẳng. Về số tiền chi mua của người dân trung bình là 3,4 triệu đồng, độ lệch chuẩn 3,2 triệu đồng, số tiền chi mua thấp nhất là 0 triệu đồng, cao nhất là 30 triệu đồng.
3.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA các biến độc lập
Sau khi phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s alpha, các thang đo được đánh giá tiếp theo bằng phương pháp phân tích nhân tố khám phá EFA. Kết quả Cronbach’s Alpha cho thấy, có 23 biến quan sát của 5 thành phần đo lường các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua rau hữu cơ của người dân trên địa bàn Rạch Giá, tỉnh Kiên Giang. Vì vậy, 23 biến quan sát của thang đo này được tiếp tục đưa vào phân tích EFA, sử dụng phương pháp trích nhân tố Principal Component Analysis với phép xoay nhân tố khi phân tích factor cho 17 biến quan sát. Bảng dưới đây thể hiện kết quả kiểm định KMO và Bartlett các biến độc lập:
Bảng 2. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett các biến độc lập
| “Hệ số KMO” | 0,936 | |
| “Kiểm định Bartlett của thang đo” | “Giá trị Chi bình phương” | 5085,22 |
| “df” | 276 | |
| Sig – mức ý nghĩa quan sát | 0,000 | |
Với giả thiết H0 đặt ra trong phân tích này là giữa 23 biến quan sát trong tổng thể không có mối tương quan với nhau. Kiểm định KMO và Bartlett’s trong phân tích nhân tố cho thấy, giả thuyết này bị bác bỏ (sig. = 0,000 < 0,05); hệ số KMO cao (bằng 0,854 > 0,5). Kết quả này chỉ ra rằng, các biến quan sát trong tổng thể có mối tương quan với nhau và phân tích nhân tố EFA rất thích hợp. Tại các mức giá trị Eigenvalues của nhân tố thứ 5 bằng 1,02 lớn hơn 1 và với phương pháp rút trích principal components và phép quay varimax. Dựa trên phân tích của bảng kết quả phân tích nhân tố khám phá các biến đều có trọng số lớn hơn 0,5 nên nhận hết các biến.
Bảng 3. Kết quả nhân tố khám phá
| Biến quan sát | Hệ số nhân tố tải | |||
| 1 | 2 | 3 | 4 | |
| 1. An toàn để ăn | 0,59 | |||
| 2. Sạch hơn vì không chứa hormone tăng trưởng và kháng sinh | 0,70 | |||
| 3. Sạch hơn vì không có dư lượng thuốc trừ sâu | 0,76 | |||
| 4. Giúp giảm rủi ro bị nhiễm độc thực phẩm | 0,73 | |||
| 5. Nguồn gốc xuất xứ rõ ràng, minh bạch | 0,73 | |||
| 6. Tốt cho môi trường vì không sử dụng các hóa chất, thuốc trừ sâu | 0,70 | |||
| 7. Tốt cho môi trường vì không sử dụng hormone tăng trưởng và kháng sinh | 0,68 | |||
| 8. Giảm thiểu sử dụng năng lượng | 0,51 | |||
| 9. Giúp bảo đảm sức khỏe của người trồng (do ít tiếp xúc với hóa chất, phân bón…) | 0,69 | |||
| 10. Mua rau hữu cơ để đảm bảo sức khỏe | 0,63 | |||
| 11. Chứa nhiều khoáng chất hơn rau thông thường | 0,72 | |||
| 12. Chứa nhiều dinh dưỡng hơn rau thông thường | 0,74 | |||
| 13. Chứa nhiều vitamin hơn rau thông thường | 0,76 | |||
| 14. Trồng tự nhiên nên tốt cho sức khỏe | 0,69 | |||
| 15. Mua rau hữu cơ để bảo vệ sức khỏe bản thân | 0,74 | |||
| 16. Được bày bán với số lượng lớn tại các chợ, siêu thị, cửa hàng thực phẩm | 0,76 | |||
| 17. Dễ tìm mua tại các chợ, siêu thị, cửa hàng thực phẩm | 0,79 | |||
| 18. Dễ dàng tìm mua ở gần nhà | 0,89 | |||
| 19. Dễ dàng tìm mua ở gần nơi làm việc | 0,83 | |||
| 20. Giá rau hữu cơ là vấn đề quan trọng đối với tôi | 0,78 | |||
| 21. Giá cao hơn so với giá rau thông thường | 0,79 | |||
| 22. Giá cao hơn so với giá rau an toàn | 0,81 | |||
| 23. Giá tương xứng với chất lượng | 0,60 | |||
Mô hình hồi quy mới sẽ có 4 biến độc lập:
– Nhân tố thứ nhất, gồm 9 biến quan sát: ATTP&MT1 (Rau hữu cơ an toàn để ăn), ATTP&MT 2 (Rau hữu cơ sạch hơn vì không chứa hormone tăng trưởng và kháng sinh), ATTP&MT 3 (Rau hữu cơ sạch hơn vì không có dư lượng thuốc trừ sâu), ATTP&MT 4 (Rau hữu cơ giúp giảm rủi ro bị nhiễm độc thực phẩm), ATTP&MT 5 (Rau hữu cơ nguồn gốc xuất xứ rõ ràng, minh bạch), ATTP&MT 6 (Rau hữu cơ tốt cho môi trường vì không sử dụng các hóa chất, thuốc trừ sâu), ATTP&MT 7 (Rau hữu cơ tốt cho môi trường vì không sử dụng hormone tăng trưởng và kháng sinh), ATTP&MT 8 (Rau hữu cơ giảm thiểu sử dụng năng lượng), ATTP&MT 8 (Rau hữu cơ giúp bảo đảm sức khỏe của người trồng). Nhân tố này được đặt tên là vệ sinh an toàn thực phẩm.
– Nhân tố thứ hai, gồm 6 biến quan sát: SK1 (Mua rau hữu cơ để bảo đảm sức khỏe), SK2 (Rau hữu cơ chứa nhiều khoáng chất hơn rau thông thường), SK3 (Rau hữu cơ chứa nhiều vitamin hơn rau thông thường), SK4 (Rau hữu cơ chứa nhiều dinh dưỡng hơn rau thông thường), SK5 (Rau hữu cơ trồng tự nhiên nên tốt cho sức khỏe), SK6 (Mua rau hữu cơ để bảo vệ sức khỏe bản thân). Nhân tố này được đặt tên là sức khoẻ.
– Nhân tố thứ ba, gồm 4 biến quan sát: TL1 (được bày bán với số lượng lớn tại các chợ, siêu thị, cửa hàng thực phẩm), TL2 (dễ tìm mua tại các chợ, siêu thị, cửa hàng thực phẩm), TL3 (dễ dàng tìm mua ở gần nhà), TL4 (dễ dàng tìm mua ở gần nơi làm việc). Nhân tố này được đặt tên là tiện lợi.
– Nhân tố thứ tư, gồm 4 biến quan sát: GIA1 (Giá rau hữu cơ là vấn đề quan trọng đối với tôi), GIA2 (Giá cao hơn so với giá rau thông thường), GIA3 (Giá cao hơn so với giá rau an toàn), GIA4 (Giá tương xứng với chất lượng). Nhân tố này được đặt tên là chất lượng.
Các nhân tố được đặt tên theo nội dung các thành phần của nhóm biến gồm nhận thức đối với vệ sinh an toàn thực phẩm (N1), giá cả (N2), sự tiện lợi (N3), chất lượng (N4). Chi tiết về đặc điểm của nhóm nhân tố được trình bày ở bảng sau.
Bảng 4. Các biến độc lập của mô hình hồi quy
| Nhóm nhân tố * | Tên nhân tố | Trung bình | Độ lệch chuẩn | Đánh giá ** |
| N1 (1-9) | An toàn thực phẩm và thân thiện môi trường | 4,09 | 0,44 | Đồng ý |
| N2 (10-15) | Sức khỏe | 4,12 | 0,39 | Đồng ý |
| N3 (16-19) | Sự tiện lợi | 3,7 | 0,36 | Đồng ý |
| N4 (20-23) | Giá | 3,87 | 0,43 | Đồng ý |
Ghi chú: * Nhóm nhân tố theo thứ tự nhóm biến quan sát ở Bảng 4. Cách đánh giá dựa vào thang đo Likert 5 mức độ: 1 – 1,8 rất không đồng ý; 1,81 – 2,6: không đồng ý; 2,61 – 3,4: trung lập; 3,41 – 4,2: đồng ý; 4,21 – 5: rất đồng ý*
3.3. Kết quả hồi quy
Ý định mua rau hữu cơ của người dân trên địa bàn Rạch Giá, tỉnh Kiên Giang cho thấy, trong 264 quan sát có 233 người tiêu dùng có ý định mua rau hữu cơ chiếm 88,26%, 31 người tiêu dùng không có ý định mua rau hữu cơ chiếm 11,74%. Như vậy, tỷ lệ người tiêu dùng có ý định mua rau hữu cơ rất cao.
Để biết được nhân tố ảnh hưởng và đánh giá mức độ ảnh hưởng của từng nhân tố đến ý định mua rau hữu cơ của người dân trên địa bàn thành phố Rạch Giá, tỉnh Kiên Giang (n = 264), phương pháp hồi quy Binary logistic được sử dụng với 04 biến độc lập định lượng thu được từ phân tích nhân tố khám phá EFA. Biến phụ thuộc là ý định mua rau hữu cơ của người tiêu dùng trên địa bàn thành phố Rạch Giá, tỉnh Kiên Giang thành 2 trạng thái biểu hiện với 1: có ý định mua và 0: không có ý định mua. Giá trị của các biến độc lập từ kết quả phân tích nhân tố được tính bằng giá trị trung bình các quan sát thuộc thành phần phân tích nhân tố. Sau khi thực hiện phân tích nhân tố khám phá, có 5 nhân tố với 17 biến quan sát được hình thành từ 04 nhóm nhân tố ban đầu với 23 biến quan sát. Do đó các biến đưa vào mô hình hồi quy Binary Logistic cũng có sự thay đổi. Sau khi đưa các biến độc lập và biến phụ thuộc là ý định rau hữu cơ sẵn vào cùng lúc để phân tích hồi quy Binary logistic bằng phần mềm STATA 14.2 có kết quả như sau:
Bảng 5. Kết quả phân tích hồi quy
| Biến | Định nghĩa | Đơn vị | Kỳ vọng | Hệ số β | Sai số chuẩn | |
| Hằng số | 1,18 | 0,13 | ||||
| ATTP&MT | An toàn thực phẩm và môi trường | Điểm giá trị nhân số đại diện cho nhân tố | + | 0,41** | 0,17 | |
| GIA | Giá cả | Điểm giá trị nhân số đại diện cho nhân tố | + | 0,28* | 0,16 | |
| CL | Chất lượng | Điểm giá trị nhân số đại diện cho nhân tố | + | -0,21ns | 0,19 | |
| TL | Sự tiện lợi | Điểm giá trị nhân số đại diện cho nhân tố | + | -0,06ns | 0,18 | |
| Số thành viên | Số thành viên | Điểm giá trị nhân số đại diện cho nhân tố | + | -0,14ns | 0,16 | |
| Độ tuổi | Độ tuổi | Điểm giá trị nhân số đại diện cho nhân tố | + | 0,004ns | 0,01 | |
| Giới tính | Giới tính | Điểm giá trị nhân số đại diện cho nhân tố | + | -0,11ns | 0,38 | |
| Trình độ học vấn | Trình độ học vấn | Điểm giá trị nhân số đại diện cho nhân tố | + | 0,08ns | 0,06 | |
| Chi cho thực phẩm | Chi cho thực phẩm | Điểm giá trị nhân số đại diện cho nhân tố | + | 0,00ns | 0,00 | |
| Biến phụ thuộc: YD (ý định lựa chọn) | ||||||
| Số quan sát | 264 | |||||
| Giá trị kiểm định chi bình phương | 0,0795 | |||||
| Log likelihood | -107,95342 | |||||
| Hệ số xác định R2 (%) | 6,67% | |||||
Ghi chú: ***: có ý nghĩa ở mức 1%, **: có ý nghĩa ở mức 5%, *: có ý nghĩa ở mức 10%,
ns: không có ý nghĩa.
Bảng 5 trình bày kết quả kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua rau hữu cơ của người dân tại Rạch Giá, tỉnh Kiên Giang. Mô hình hồi quy được xây dựng có ý nghĩa thống kê, thể hiện qua kiểm định Chi bình phương với giá trị Sig. = 0,0000 < 0,05, mặc dù độ phù hợp tổng thể của mô hình chưa thực sự cao.
Kết quả phân tích cho thấy, trong số các biến độc lập được đưa vào mô hình, có hai biến có ảnh hưởng đáng kể đến ý định mua rau hữu cơ của người dân, bao gồm: ATTP&MT (An toàn thực phẩm và môi trường), GIA (giá cả). Cả hai biến đều có mức ý nghĩa thống kê lần lượt dưới 5% và 10%.
Nhân tố vệ sinh an toàn thực phẩm có hệ số ước lượng là 0,41 với mức ý nghĩa 5%. Điều này cho thấy, khi mức độ quan tâm đến vệ sinh an toàn thực phẩm tăng thêm 1 đơn vị, thì ý định mua rau hữu cơ của người dân sẽ tăng tương ứng 0,41%. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đó của Trần Bình Duy (2019) và Lê Ngọc Danh (2021).
Nhân tố giá cả có hệ số ước lượng là 0,28 với mức ý nghĩa dưới 10%, cho thấy khi người tiêu dùng đánh giá cao hơn 1 đơn vị về mức độ phù hợp của giá cả, thì ý định mua rau hữu cơ tăng 0,28%. Phát hiện này tương đồng với nghiên cứu của Trần Bình Duy (2019).
Ngoài ra, một số yếu tố khác như: chất lượng sản phẩm, sự tiện lợi, số thành viên trong gia đình, độ tuổi, giới tính, trình độ học vấn, mức chi tiêu cho thực phẩm, tuy có ảnh hưởng nhất định đến ý định mua rau hữu cơ nhưng chưa đạt mức ý nghĩa thống kê, do đó chưa thể kết luận về tác động rõ ràng của các yếu tố này trong mô hình hiện tại.
4. Kết luận và khuyến nghị
4.1. Kết luận
Nghiên cứu đã thực hiện thành công mục tiêu đề ra là đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua rau hữu cơ của người dân trên địa bàn Rạch Giá, tỉnh Kiên Giang. Trên cơ sở kế thừa và phát triển các mô hình nghiên cứu về hành vi tiêu dùng trong và ngoài nước, nghiên cứu đã xây dựng mô hình lý thuyết với 4 nhóm yếu tố chính và 23 biến quan sát, kiểm định bằng phương pháp phân tích độ tin cậy (Cronbach’s Alpha), phân tích nhân tố khám phá (EFA) và hồi quy tuyến tính.
Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng, trong số các yếu tố khảo sát, yếu tố An toàn thực phẩm, môi trường và giá cả có tác động đáng kể và có ý nghĩa thống kê đến ý định mua rau hữu cơ của người dân tại địa phương. Đây là kết quả phù hợp với các nghiên cứu trước như của Trần Bình Duy (2019), Lê Ngọc Danh (2021) và Nguyễn Thị Thanh Trang (2023), qua đó khẳng định tầm quan trọng của các yếu tố này đối với quyết định tiêu dùng thực phẩm an toàn. Ngược lại, các yếu tố, như: chất lượng sản phẩm, sự tiện lợi, số thành viên trong gia đình, độ tuổi, giới tính, trình độ học vấn và mức chi tiêu cho thực phẩm không cho thấy mối liên hệ thống kê có ý nghĩa với ý định mua rau hữu cơ trong nghiên cứu này. Kết quả này có sự khác biệt so với nghiên cứu của Nguyễn Minh Đức và Đặng Thanh Liêm (2015), cho thấy sự khác biệt về đặc điểm tiêu dùng và nhận thức của người dân Rạch Giá so với các khu vực khác. Mặc dù đây là nghiên cứu đầu tiên về ý định mua rau hữu cơ tại Rạch Giá, tỉnh Kiên Giang, nhưng kết quả đạt được đã góp phần cung cấp những minh chứng thực nghiệm có giá trị, đồng thời đóng góp vào việc hoàn thiện và vận dụng lý thuyết về hành vi tiêu dùng thực phẩm an toàn trong bối cảnh địa phương. Nghiên cứu cũng cung cấp những hàm ý thiết thực cho các nhà quản lý, doanh nghiệp và nhà hoạch định chính sách trong việc thúc đẩy tiêu dùng rau hữu cơ tại địa bàn.
4.2. Khuyến nghị
Kết quả nghiên cứu cho thấy, trong số bốn yếu tố được đưa vào mô hình, an toàn thực phẩm và môi trường là yếu tố có mức độ ảnh hưởng lớn nhất đến ý định mua rau hữu cơ của người dân tại Rạch Giá, tỉnh Kiên Giang, với hệ số β = 0,41. Giá trị trung bình của nhóm nhân tố này là 4,09, cho thấy người tiêu dùng đặc biệt quan tâm đến vấn đề an toàn thực phẩm. Do đó, các hộ sản xuất cần chú trọng đến việc đảm bảo chất lượng và vệ sinh trong quá trình trồng trọt nhằm đáp ứng kỳ vọng của thị trường.
Yếu tố có ảnh hưởng lớn thứ hai là giá cả, với hệ số β = 0,28 và giá trị trung bình đạt 4,12. Điều này cho thấy, giá cả đóng vai trò quan trọng trong quyết định mua rau hữu cơ của người dân. Vì vậy, các nhà cung ứng và kinh doanh sản phẩm cần xem xét kỹ lưỡng mức giá sao cho phù hợp với khả năng chi trả của người tiêu dùng, đồng thời vẫn đảm bảo lợi nhuận và chất lượng sản phẩm.
Tài liệu tham khảo:
1. Chu Nguyễn Mộng Ngọc, Phạm Tấn Nhật. (2013). Phân tích các nhân tố tác động tới quyết định chọn kênh siêu thị khi mua thực phẩm tươi sống của người tiêu dùng TP. Hồ Chí Minh. Phát triển & hội nhập, số 10 (20).
2. Mai Đăng Tiến, Cao Huyền My & Tạ Ngọc Thơm (2022). Xác định các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi tiêu dùng thực phẩm thuỷ sản có truy xuất nguồn gốc của người tiêu dùng Việt Nam: trường hợp điển hình tại TP. Hồ Chí Minh. Tạp chí Nông nghiệp và Phát triển, 21(4), 25-35.
3. Huỳnh Thị Ngọc Diệp & Hồ Huy Tựu, (2013). Sự sẵn lòng chi trả thêm đối với sản phẩm cá basa nuôi sinh thái của người tiêu dùng tại thành phố nha trang. Tạp chí Khoa học Đại học Cần Thơ, (27), 94-103.
4. Lê Ngọc Danh, Ngô Thị Thanh Trúc & Trần Minh Hải (2021). Phân tích hiệu quả kinh tế mô hình nuôi cua-tôm quảng canh vùng đồng bằng sông Cửu Long. Tạp chí Nông nghiệp và Phát triển nông thôn, kỳ 2 Tháng 7/2021.
5. Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008). Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS. H. NXB Hồng Đức.
6. Ngô Thái Hưng (2013). Các yếu tố tác động đến việc người tiêu dùng chọn mua hàng thực phẩm Việt Nam. Tạp chí Khoa học – Trường Đại học An Giang, số 01 (2013): 48-56.
7. Nguyễn Quốc Nghi, Trần Thị Diễm Cần, Phạm Huy (2015a). Phân tích hiệu quả kinh tế mô hình nuôi tôm sú – cua biển Xã Minh Hòa Huyện Châu Thành Tỉnh Trà Vinh. Tạp chí Khoa học và công nghệ nông nghiệp, 3/2015.
8. Tiêu Hoàng Phó (2015). Nghề nuôi cua biển (scylla spp) tại Cà Mau: Hiện trạng kỹ thuật, kinh tế – xã hội và giải pháp phát triển theo hướng bền vững. Đại Học Nha Trang, Việt Nam.
9. Ngô Thị Thanh Trúc & Lê Ngọc Danh, (2022). Quản lý chuỗi cung ứng ngành hàng cua biển vùng đồng bằng sông Cửu Long. Tạp chí khoa học thương mại, số (162.1TrEM.11).
10. Ajzen. (2020). The theory of planned behavior: Frequently asked questions. Human Behavior Emerging Technologies, 2: 314-324. https://doi.org/10.1002/hbe2.195
11. Alamsyah, Doni Purnama, & Angliawati, Ria Yuli. (2015). Buying behavior of organic vegetables product: the effects of perceptions of quality and risk. International Journal of Scientific & Technology Research, 4(12), 28-35
12. Aminizadeh, M., Mohammadi, H., Karbasi, A., & Rafiee, H. (2024). Predicting consumers’ intention towards seafood products: An extended theory of planned behavior. Food Quality and Preference, 113, 105061. https://doi.org/10.1016/j.foodqual.2023.105061
13. Trần Duy Bình & Trần Hữu Ái, (2019). Purchase behavior of organic seafood consumers in vietnam. The EUrASEANs: journal on global socio-economic dynamics, (1 (14)), 51-60.
14. Binpeng, X., Chen, L., Weiren, D., Qingjun, S., & Miaoan, a. S. (2016). Molecular characterization of calreticulin gene in mud crab Scylla paramamosain (Estampador): implications for the regulation of calcium homeostasis during moult cyGIAe. 47(10), 3276-3286. https://doi.org/10.1111/are.12781
15. C. L. Delgado, Wada, N., Rosegrant, M. W., Meijer, S., & Ahmed, M. (2003). Outlook for fish to 2020: meeting global demand (Vol. 15): Intl food policy res inst.
16. Ćirić M (2020). Consumer behaviour in online shopping organic food during the Covid-19 pandemic in Serbia. Food and Feed Research. 2020; 47(2):149-58. https://doi.org/10.5937/ffr47-28815
17. Chaturvedi A, Rashid Chand M, Rahman M (2021). Impact of the Covid-19 on consumer behavior towards organic food in India. Predictive and preventive measures for Covid-19 pandemic. 2021:127-48. https://doi.org/10.1007/978-981-33-4236-1_8
18. Dickieson, Jay, Arkus, Victoria, & Wiertz, Caroline (2009). Factors that influence the purchase of organic food: A study of consumer behaviour in the UK. Cass Business School, London. https://doi.org/10.1007/978-981-33-4236-1_81
19. Hameed, Irfan and Waris, Idrees (2018). Eco Labels and Eco Conscious Consumer Behavior: The Mediating Effect of Green Trust and Environmental Concern Published in. Journal of Management Sciences. 2018;5(2):86-105. DOI: 10.20547/jms.2014.1805205
20. Hiuchi, Angie, Jorge Dávalds and Martín Hernani-Merind. (2017). Theory of planned behavior applied to fish consumption in modern Metropolitan Lima. 37: 202-208. https://doi.org/10.1590/1678-457X.17516.
21. Iqbal M (2015). Consumer behaviour of organic food: A developing country perspective. International Journal of Marketing and Business Communication. 2015;4 (4):58-67.
22. Kasanah, U., Huang, W.-C., & Asmara, R. (2019). Indonesian frozen and processed crab export performance and competitiveness analysis. Agricultural Socio-Economics Journal, 19(3), 165-171. https://doi.org/10.21776/ub.agrise.2019.019.3.5.
23. Lorenzo, R. A., Tomac, A., Tapella, F., Yeannes, M. I., & and Romero, M. C. (2021). Biochemical and quality parameters of southern king crab meat after transport simulation and re-immersion. Food control, 119, 107480. https://doi.org/10.1016/j.foodcont.2020.107480
24. Malcorps W, Newton RW, Maiolo S, Eltholth M, Zhu C, Zhang W, et al (2021). Global seafood trade: Insights in sustainability messaging and claims of the major producing and consuming regions. Sustainability. 2021;13(21):11720. https://doi.org/10.3390/su132111720
25. Manus, A., Hunt, W., Storey, J., McManus, J., & and Hilhorst, S. (2014). Perceptions and preference for fresh seafood in an Australian context. International Journal of Consumer Studies, 38(2), 146-152. https://doi.org/10.1111/ijcs.12076.
26. Menrad, K (2006). “Consumers’ attitudes and expectations concerning Functional Food”. Working Paper, University of Applied Sciences of Weihenstephan – Science Centre Straubing.
27. Rana J, Paul J (2017). Consumer behavior and purchase intention for organic food: A review and research agenda. Journal of retailing and consumer services. 2017;38:157-65. https://doi.org/10.1016/j.jretconser.2017.06.004
28. Riniwati, H., Harahab, N., Carla, T. Y., & Marketing (2017). Analysis of Indonesian crab export competitiveness in international market. International Review of Management, 7(5), 23-27.
29. Roheim, C., Bush, S., Asche, F., Sanchirico, J., & Uchida, H. (2018). Evolution and future of the sustainable seafood market. Nature Sustainability, 1(8), 392-398. https://doi.org/10.1038/s41893-018-0115-z.
30. Sajiki, Takahiro, Sawauchi, Daisuke, Masuda, Kiyotaka, Tokoro, Setsuo, Iwamoto, Hiroyuki, Nakatani, Tomoaki, & Yamamoto, Yasutaka. (2009). Influencing Factors of Japanese Consumer Purchasing Decisions for Locally Produced Agricultural Products. Journal of the Research Faculty of Agriculture, Hokkaido University, 73(1), 1-8
31. Sarower, M. G., Bilkis, S., Rauf, M. A., Khanom, M., & Islam, M. S. (2013). Comparative biochemical composition of natural and fattened mud crab Scylla serrata. Journal of Scientific Research, 5(3), 545-553. https://doi.org/10.3329/jsr.v5i3.14082
32. Slamet, Alim Setiawan, Nakayasu, Akira, & Bai, Hu. (2016). The determinants of organic vegetable purchasing in Jabodetabek region, Indonesia. Foods, 5(4), 85. https://doi.org/10.3390/foods5040085
33. Steptoe, Andrew, Pollard, Tessa M, & Wardle, Jane. (1995). Development of a measure of the motives underlying the selection of food: the food choice questionnaire. Appetite, 25(3), 267-284
34. Tacon, A. G., & Metian, M. (2013). Fish matters: importance of aquatic foods in human nutrition and global food supply. Reviews in fisheries Science, 21(1), 22-38. https://doi.org/10.1080/10641262.2012.753405
35. U, Kleih, P, Greenhalgh, & N, And Oudwater (2003). AGuidetotheAnalysisofFishMarketing Systems Using a Combination of SubsectorAnalysis and the Sustainable LivelihoodsApproach. Chatham,UK: Natural Resources Institute.
36. Watson, R. A., Green, B. S., Tracey, S. R., Farmery, A., & Pitcher, T (2016). Provenance of global seafood. Fish and Fisheries, 17(3), 585-595. https://doi.org/10.1111/faf.12129
37. Wee, Chiew Shi, Ariff, Mohd Shoki Bin Md, Zakuan, Norhayati, Tajudin, Muhammad Naquib Mohd, Ismail, Khalid, & Ishak, Nawawi (2014). Consumers perception, purchase intention and actual purchase behavior of organic food products. Review of Integrative Business and Economics Research, 3 (2), 378
38. Yan, B., Chen, X., Cai, C., Guan, S. J. C., & Research, O. (2020). Supply chain coordination of fresh agricultural products based on consumer behavior. 123, 105038. https://doi.org/10.1016/j.cor.2020.105038
39. Yin, Shijiu, Wu, Linhai, Du, Lili, & Chen, Mo (2010). Consumers’ purchase intention of organic food in China. Journal of the Science of Food and Agriculture, 90(8), 1361-1367. https://doi.org/10.1002/jsfa.3936
40. Zaeema, A., Hassan, Z., & Management (2016). Factors affecting purchase decision of canned tuna brands in Maldives. International Journal of Accounting, Business, 4, 124-149.
