Research on the factors of short-video marketing influencing consumers’ purchase intention toward vegan cosmetics in Hanoi
ThS. Trần Phương Mai
Trường Đại học Thương mại
Hoàng Phương Linh
Đinh Thị Phương Thảo
Sinh viên Trường Đại học Thương mại
(Quanlynhanuoc.vn) – Bài viết nghiên cứu các yếu tố của tiếp thị video ngắn ảnh hưởng đến ý định mua mỹ phẩm thuần chay của người tiêu dùng tại thành phố Hà Nội, từ đó, làm rõ mối quan hệ giữa truyền thông kỹ thuật số và hành vi tiêu dùng bền vững. Kết quả cho thấy, 6 yếu tố: giá cả, hiệu quả truyền thông, tính hữu ích cảm nhận, khuyến mãi, niềm tin thương hiệu và trách nhiệm đạo đức thương hiệu có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê đến ý định mua hàng. Trong số đó, niềm tin thương hiệu được xác định là yếu tố ảnh hưởng nhất, nhấn mạnh tầm quan trọng của uy tín và tính minh bạch. Bài viết đề xuất một số khuyến nghị để nâng cao hiệu quả của tiếp thị video ngắn nhằm tăng cường ý định mua hàng và thúc đẩy tiêu dùng mỹ phẩm thuần chay tại Hà Nội.
Từ khóa: Mỹ phẩm thuần chay; video ngắn; ý định mua; người tiêu dùng; Hà Nội.
Abstract: This article examines the factors of short-video marketing that influence consumers’ purchase intention toward vegan cosmetics in Hanoi, thereby clarifying the relationship between digital communication and sustainable consumer behavior. The findings indicate that six factors – price, communication effectiveness, perceived usefulness, promotions, brand trust, and brand ethical responsibility – have positive and statistically significant effects on purchase intention. Among these factors, brand trust has been identified as the most influential determinant, highlighting the importance of credibility and transparency. Based on these findings, the article proposes several recommendations to improve the effectiveness of short-video marketing, with the aim of enhancing consumers’ purchase intention and promoting the consumption of vegan cosmetics in Hanoi.
Keywords: Vegan cosmetics; short videos; purchase intention; consumers; Hanoi.
1. Đặt vấn đề
Tiếp thị video ngắn ngày càng trở thành công cụ truyền thông số quan trọng trong bối cảnh chuyển đổi số và xu hướng tiêu dùng bền vững gia tăng. Đối với ngành mỹ phẩm thuần chay, các nền tảng, như: TikTok, Facebook Reels và YouTube Shorts có vai trò đáng kể trong việc lan tỏa thông tin, định hình nhận thức và tác động đến hành vi mua của người tiêu dùng. Tuy nhiên, mức độ ảnh hưởng cụ thể của các yếu tố trong tiếp thị video ngắn đến ý định mua tại thị trường Hà Nội vẫn chưa được làm rõ.
Nhóm người tiêu dùng trẻ, đặc biệt là Gen Z có mức độ tiếp cận cao với nội dung video ngắn và quan tâm đến các giá trị bảo vệ môi trường, tiêu dùng có trách nhiệm. Các nghiên cứu trước cho thấy, ý định mua chịu tác động bởi nhiều yếu tố, như: niềm tin thương hiệu, tính hữu ích cảm nhận, xúc tiến và giá trị sản phẩm. Do đó, cần có nghiên cứu cụ thể để đánh giá mức độ và chiều hướng ảnh hưởng của từng nhân tố trong bối cảnh truyền thông số hiện nay.
2. Giả thuyết nghiên cứu
Mô hình chấp nhận công nghệ (TAM) do Davis (1989)1 đề xuất và mô hình hành vi có kế hoạch (TPB) do Ajzen (1991)2 phát triển là hai nền tảng lý thuyết được sử dụng rộng rãi trong nghiên cứu ý định hành vi của người tiêu dùng. Các mô hình này cho rằng, ý định thực hiện hành vi chịu ảnh hưởng bởi nhận thức, niềm tin và thái độ của cá nhân đối với sản phẩm hoặc thông điệp truyền thông.
Dựa trên cơ sở các nền tảng lý thuyết và tham khảo các nghiên cứu trước, nhóm tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu nhằm đánh giá tác động của các yếu tố thuộc hoạt động tiếp thị video ngắn đến ý định mua mỹ phẩm thuần chay của người tiêu dùng tại Hà Nội. Cụ thể, các nhân tố được xem xét, bao gồm: giá cả, hiệu quả truyền thông, tính hữu ích cảm nhận, hoạt động xúc tiến, niềm tin thương hiệu và trách nhiệm đạo đức. Mô hình nghiên cứu được đề xuất như sau:
Hình 1. Mô hình nghiên cứu
Nguồn: Nhóm tác giả đề xuất, năm 2026.
Giá cả là khoản chi phí mà người tiêu dùng phải chi trả để sở hữu sản phẩm. Mức giá không chỉ là chi phí mà còn là tín hiệu về chất lượng; người tiêu dùng thường so sánh mỹ phẩm thuần chay với sản phẩm truyền thống để đánh giá tính hợp lý trước khi hình thành ý định mua (Kent Monroe,1990)3. Bên cạnh đó, sự đa dạng về mức giá giúp tăng khả năng tiếp cận và thúc đẩy ý định mua sắm (Ngô Thái Hưng, 2013)4, (Hoàng Châu Giang & Lý Minh Thư, 2021)5. Từ đó, giả thuyết được đề xuất:
H1: Giá cả có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua mỹ phẩm thuần chay.
Hiệu quả truyền thông không chỉ cung cấp thông tin mà còn góp phần định hình nhận thức và hành vi của người tiêu dùng. Việc quảng bá mỹ phẩm thuần chay trên các nền tảng số giúp gia tăng độ phủ và nâng cao nhận thức về lối sống làm đẹp nhân đạo. Khi video ngắn truyền tải rõ ràng lợi ích, thành phần và nguồn gốc sản phẩm một cách chân thực; đồng thời, kết hợp các chương trình ưu đãi sẽ thu hút sự chú ý và thúc đẩy ý định mua nhanh chóng hơn (Nguyễn Thị Bích Ngọc, 2021)6. Từ đó, giả thuyết được đề xuất:
H2: Hiệu quả truyền thông có tác động tích cực đến ý định mua mỹ phẩm thuần chay.
Tính hữu ích của sản phẩm là mức độ mà một cá nhân tin rằng, việc sử dụng sản phẩm sẽ mang lại lợi ích thực tế cho bản thân. Theo nghiên cứu của nhóm nghiên cứu sinh viên Trường Đại học Thương mại, việc lựa chọn các dòng sản phẩm thuần chay đóng vai trò quan trọng trong việc giúp người tiêu dùng có nhận thức tốt hơn về làm đẹp bền vững và bảo vệ môi trường. Các kết quả này tương đồng với lý thuyết của Schwartz (1977)7 về việc nhận thức hậu quả sẽ kích thích cam kết đạo đức, đẩy mạnh ý định chuyển đổi sang các giải pháp tiêu dùng nhân đạo hơn. Từ các nghiên cứu trên, có thể đưa ra giả thuyết:
H3: Sự hữu ích cảm nhận có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua mỹ phẩm thuần chay.
Xúc tiến là các hoạt động nhằm kích thích nhu cầu mua thông qua việc gia tăng giá trị cảm nhận của giao dịch. Nghiên cứu cho thấy, quảng cáo so sánh giá có ảnh hưởng mạnh đến nhận thức giá trị của người tiêu dùng (Grewal et al., 1998)8, trong khi các yếu tố, như: khuyến mãi và tương tác trên nền tảng số góp phần thúc đẩy hành vi mua sắm hiệu quả (Chen & Shen, 2015)9. Đặc biệt, trong bối cảnh video và livestream, các kích thích, như: ưu đãi, giới hạn thời gian hoặc số lượng có thể tạo tác động tâm lý tích cực và gia tăng ý định mua (Wongkitrungrueng et al., 2020)10, (Ku et al., 2012)11. Từ đó, giả thuyết được đề xuất:
H4: Hoạt động xúc tiến có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua mỹ phẩm thuần chay.
Niềm tin thương hiệu là sự kỳ vọng của người tiêu dùng rằng, thương hiệu sẽ thực hiện đúng cam kết, qua đó, giảm bớt rủi ro và sự không chắc chắn khi mua hàng. Nghiên cứu cho thấy, niềm tin thương hiệu đóng vai trò quan trọng trong việc hình thành thái độ tích cực của người tiêu dùng đối với chất lượng và uy tín thương hiệu (Chaudhuri & Holbrook, 2001)12, Trong bối cảnh sản phẩm xanh, các bằng chứng xác thực, như: nhãn chứng nhận thuần chay giúp củng cố niềm tin và gia tăng ý định tiêu dùng (Ngô Thị Ngọc Huyền và cộng sự, 2022)13. Từ đó, giả thuyết được đề xuất:
H5: Niềm tin thương hiệu có tác động tích cực đến ý định mua mỹ phẩm thuần chay.
Trách nhiệm đạo đức thương hiệu (CSR) là cam kết hoạt động một cách đạo đức và đóng góp vào sự phát triển bền vững của xã hội; đồng thời, nâng cao chất lượng cuộc sống cho cộng đồng (Lance Moir, 2001)14. Việc thực hiện CSR không chỉ giúp gia tăng lợi nhuận mà còn xây dựng hình ảnh tích cực, củng cố sự gắn kết và niềm tin của khách hàng đối với thương hiệu (Bhattacharya & Sen, 2004)15. Bên cạnh đó, CSR được xem là yếu tố quan trọng trong chiến lược khác biệt hóa và bảo vệ uy tín doanh nghiệp (Gardberg & Fombrun, 2006)16. Kotler và Lee (2005)17 cũng chỉ ra rằng, CSR có thể được triển khai dưới nhiều hình thức khác nhau nhằm gắn kết hoạt động kinh doanh với lợi ích cộng đồng. Từ đó, giả thuyết được đề xuất:
H6: Trách nhiệm đạo đức thương hiệu có tác động tích cực đến niềm tin và ý định mua mỹ phẩm thuần chay.
3. Phương pháp và kết quả nghiên cứu
Nghiên cứu được thực hiện bằng phương pháp định lượng với 283 bảng hỏi phát ra tại Hà Nội, thu về 253 phiếu hợp lệ. Thời gian khảo sát từ ngày 30/8/2025 – 26/02/2026. Dữ liệu được xử lý bằng SPSS 20 thông qua các bước: kiểm định độ tin cậy thang đo, phân tích nhân tố khám phá (EFA), phân tích tương quan và hồi quy tuyến tính đa biến (OLS).
Mẫu khảo sát gồm 253 người tiêu dùng, trong đó về giới tính, nữ (74,7%), nam (22,5%) và giới tính khác (2,8%). Về độ tuổi, từ 18 – 22 tuổi (62,1%), từ 23 – 25 tuổi (24,9%), dưới 18 tuổi (5,9%) và từ 26 – 30 tuổi (7,1%). Về nghề nghiệp, học sinh/sinh viên (70,8%), nhân viên văn phòng (22,9%), kinh doanh tự do (1,6%) và khác (4,7%). Về thu nhập hằng tháng, nhóm có mức thu nhập dưới 5 triệu đồng/tháng (36,4%), từ 5 – dưới 10 triệu/tháng (26,5%), từ 10 đến dưới 20 triệu/tháng (26,5%) và từ 20 triệu/tháng (10,6%). Về khu vực sinh sống, nội thành Hà Nội (80,6%) và ngoại thành Hà Nội (19,4%).
Kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo: Kết quả phân tích (Bảng 1) cho thấy, tiêu chí đánh giá độ tin cậy qua hệ số Cronbach’s Alpha của các thang đo đều lớn hơn 0.7 và các biến quan sát đều có tương quan biến – tổng (Corrected Item – Total Correlation) đều lớn hơn 0.3. Như vậy, các biến quan sát đều có ý nghĩa giải thích tốt thang đo.
Phân tích nhân tố khám phá EFA: Kết quả phân tích cho thấy, hệ số KMO = 0.835 > 0.5; kiểm định Bartlett’s với mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05. Từ đó, có thể kết luận các biến quan sát có tương quan, như vậy, chứng tỏ dữ liệu dùng để phân tích nhân tố là phù hợp. Kết quả phân tích EFA cho thấy, 6 nhân tố được trích với Eigenvalue > 1 (nhỏ nhất là 1,027), tổng phương sai trích đạt 57,139%, phản ánh mức độ giải thích tương đối tốt đối với 27 biến quan sát đưa vào phân tích. Ma trận xoay cho thấy, các biến quan sát được phân nhóm rõ ràng theo 6 nhân tố tương ứng với mô hình nghiên cứu, toàn bộ hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0,5 và không có biến bị loại.
Bảng 1. Tổng hợp hệ số tải ngoài và độ tin cậy tổng hợp của mô hình đo lường
| Thang đo | Biến quan sát | Cronbach’s Alpha | Corrected Item – Total Correlation | Factor Loading |
| Xúc tiến | 6 | 0.778 | 0.472 – 0.555 | 0.575 – 0.714 |
| Giá cả | 4 | 0.810 | 0.608 – 0.666 | 0.721 – 0.834 |
| Truyền thông | 4 | 0.800 | 0.595 – 0.622 | 0.761 – 0.801 |
| Hữu ích | 4 | 0.765 | 0.515 – 0.614 | 0.872 – 0.905 |
| Niềm tin | 5 | 0.729 | 0.364 – 0.551 | 0.556 – 0.760 |
| Đạo đức | 4 | 0.758 | 0.532 – 0.595 | 0.579 – 0.712 |
| Ý định mua của người tiêu dùng với mỹ phẩm thuần chay | 4 | 0.825 | 0.617 – 0.671 | 0.971 – 0.987 |
Để kiểm định các giả thuyết và mô hình nghiên cứu, nhóm tác giả sử dụng phương pháp hồi quy tuyến tính đa biến theo ước lượng bình phương bé nhất (OLS) trên phần mềm SPSS 20. Để kiểm định các giả thuyết, nghiên cứu sử dụng hồi quy tuyến tính đa biến (OLS) trên phần mềm SPSS 20. Mô hình được đánh giá thông qua hệ số xác định R² hiệu chỉnh, kiểm định ANOVA, hệ số hồi quy (β), giá trị Sig., hệ số phóng đại phương sai (VIF) và chỉ số Durbin-Watson. Kết quả phân tích cho thấy:
Đánh giá vấn đề đa cộng tuyến trong mô hình. Kết quả phân tích tương quan Pearson cho thấy, các biến độc lập, gồm: xúc tiến (XT), giá cả (GC), truyền thông (TT), niềm tin (NT), hữu ích (HI), đạo đức và hữu ích (DH) đều có mối tương quan với biến phụ thuộc là ý định mua mỹ phẩm thuần chay (YD). Giá trị Sig. của các biến đều nhỏ hơn 0.05, chứng tỏ các mối quan hệ tương quan có ý nghĩa thống kê.
Khi kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến thông qua hệ số VIF, kết quả cho thấy, VIF của các biến dao động từ 1.124 – 1.923 và đều nhỏ hơn 2. Điều này khẳng định mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng, các biến độc lập bảo đảm tính phân biệt và có thể sử dụng trong phân tích hồi quy.
Bảng 2. Kết quả phân tích tương quan Pearson
| YD | XT | DDHI | GC | TT | NT | HI | ||
| YD | Person Correlation | 1 | .623** | .658** | .388** | .547** | .468** | .527 |
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | .000 | ||
| N | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | |
| XT | Person Correlation | .623** | 1 | .549** | .020 | .232** | .156* | .488** |
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .746 | .000 | .013 | .000 | ||
| N | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | |
| DDHI | Person Correlation | .658** | .549** | 1 | .088 | .278** | .052 | .616** |
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .164 | .000 | .410 | .000 | ||
| N | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | |
| GC | Person Correlation | .388** | .020 | .088 | 1 | .163** | .359** | .035 |
| Sig. (2-tailed) | .000 | .746 | .164 | .010 | .000 | .567 | ||
| N | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | |
| TT | Person Correlation | .547** | .232** | .278** | .163** | 1 | .108 | .218** |
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .000 | .086 | .000 | ||
| N | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | |
| NT | Person Correlation | .468** | .156** | .052 | .359** | .108 | 1 | .004 |
| Sig. (2-tailed) | .000 | .013 | .410 | .000 | .086 | .951 | ||
| N | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | |
| HI | Person Correlation | .527** | .488** | .616** | .035 | .218** | .004 | 1 |
| Sig. (2-tailed) | .000 | .000 | .000 | .576 | .000 | .951 | ||
| N | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 | 253 |
Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình: Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, hệ số R² hiệu chỉnh đạt 0.825, nghĩa là khoảng 82,5% sự biến thiên của ý định mua được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình. Đây là mức giải thích cao cho thấy, mô hình có độ phù hợp tốt với dữ liệu khảo sát. Kiểm định ANOVA cho giá trị Sig. = 0.000 < 0.05, chứng tỏ mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Chỉ số Durbin-Watson đạt 2.200, nằm trong khoảng từ 1.5 – 2.5 cho thấy, không có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư.
Ước lượng hệ số tác động và kiểm định giả thuyết: Kết quả phân tích hồi quy cho thấy giá trị Sig. của tất cả các biến độc lập đều bằng 0.000 < 0.05. Điều này chứng tỏ các yếu tố: xúc tiến, đạo đức, giá cả, truyền thông, niềm tin và hữu ích đều có tác động có ý nghĩa thống kê đến ý định mua mỹ phẩm thuần chay. Như vậy, tất cả các giả thuyết H1 – H6 trong mô hình nghiên cứu đều được chấp nhận.
Bảng 3. Kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu
| Mối quan hệ | Beta | Sig. | VIF | Kết luận |
| H1: XT → YD | 0.259 | 0.000 | 1.570 | Chấp nhận |
| H2: GC → YD | 0.203 | 0.000 | 1.195 | Chấp nhận |
| H3: TT → YD | 0.303 | 0.000 | 1.124 | Chấp nhận |
| H4: DD→ YD | 0.303 | 0.000 | 1.923 | Chấp nhận |
| H5: NT → YD | 0.306 | 0.000 | 1.189 | Chấp nhận |
| H6: HI → YD | 0.154 | 0.000 | 1.730 | Chấp nhận |
Giả thuyết 1 (H1): Giá cả có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua (β = 0.169; Sig = 0.000). Kết quả cho thấy, giá tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê. Theo mô hình hành vi người tiêu dùng của Kotler, giá là một kích thích thuộc marketing mix, ảnh hưởng đến quá trình xử lý thông tin và hình thành hành vi. Khi mức giá được cảm nhận là hợp lý so với chất lượng và giá trị đạo đức, người tiêu dùng sẽ có thái độ tích cực hơn và gia tăng ý định mua.
Giả thuyết 2 (H2): Truyền thông có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua (β = 0.341; Sig= 0.000). Đây là yếu tố có tác động mạnh nhất trong mô hình. Theo lý thuyết hành vi dự định, thái độ đối với hành vi được hình thành từ niềm tin hành vi và thông tin cá nhân tiếp nhận. Nội dung video ngắn cung cấp thông tin rõ ràng, đáng tin cậy sẽ củng cố niềm tin tích cực, từ đó, nâng cao thái độ và ý định mua.
Giả thuyết 3 (H3): Niềm tin thương hiệu có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua (β = 0.276; Sig = 0.000). Trong bối cảnh mỹ phẩm có rủi ro cảm nhận cao, niềm tin giữ vai trò trung tâm trong quyết định mua. Theo lý thuyết, hành vi cá nhân chịu tác động từ hình ảnh thương hiệu và sự thừa nhận trong cộng đồng. Khi thương hiệu thể hiện cam kết rõ ràng về tính thuần chay và được nhìn nhận tích cực, mức độ tin tưởng gia tăng, qua đó, thúc đẩy ý định mua.
Giả thuyết 4 (H4): Xúc tiến có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua (β = 0.286; Sig = 0.000). Theo lý thuyết hành vi người tiêu dùng của Kotler, các kích thích marketing từ môi trường bên ngoài sẽ tác động đến quá trình ra quyết định bên trong cá nhân. Khi các chương trình xúc tiến được truyền tải qua video ngắn một cách hấp dẫn và dễ tiếp cận, chúng có thể thúc đẩy ý định mua thông qua việc làm giảm rào cản tài chính hoặc gia tăng cảm nhận giá trị.
Giả thuyết 5 (H5): Trách nhiệm đạo đức thương hiệu có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua (β = 0.311; Sig = 0.000). Theo TPB mở rộng trong bối cảnh tiêu dùng bền vững, các yếu tố liên quan đến chuẩn mực đạo đức và nhận thức môi trường ảnh hưởng đến thái độ và chuẩn mực chủ quan. Khi thương hiệu thể hiện rõ cam kết bảo vệ môi trường và không thử nghiệm trên động vật, người tiêu dùng có xu hướng đồng thuận về giá trị, qua đó, nâng cao ý định mua.
Giả thuyết 6 (H6): Sự hữu ích cảm nhận có ảnh hưởng tích cực đến ý định mua (β = 0.143; Sig = 0.000). Theo TPB, niềm tin về kết quả hành vi ảnh hưởng trực tiếp đến thái độ đối với hành vi. Khi người tiêu dùng tin rằng, mỹ phẩm thuần chay mang lại lợi ích cụ thể, như: an toàn cho da và thân thiện môi trường, thái độ tích cực được củng cố và ý định mua tăng lên.
4. Kết luận và kiến nghị
Dựa trên khảo sát 253 người tiêu dùng có theo dõi và tiếp cận nội dung tiếp thị video ngắn trên địa bàn thành phố Hà Nội, nghiên cứu đã xác định được 6 nhóm yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua mỹ phẩm thuần chay. Kết quả cho thấy, các yếu tố đều có tác động thuận chiều và có ý nghĩa thống kê đối với ý định mua. Từ đó, đề xuất một số kiến nghị nâng cao thúc đẩy ý định mua của người tiêu dùng tại Hà Nội, như sau:
Thứ nhất, niềm tin thương hiệu là yếu tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến ý định mua, do vậy, doanh nghiệp cần minh bạch thông tin về chứng nhận thuần chay, thành phần và quy trình sản xuất trong nội dung video ngắn nhằm giảm hoài nghi và củng cố sự tin tưởng. Việc hợp tác với KOL/KOC phù hợp với lối sống xanh và duy trì chất lượng sản phẩm tương xứng với thông điệp truyền thông sẽ góp phần thúc đẩy hành vi mua thực tế.
Thứ hai, truyền thông video ngắn giữ vai trò quan trọng trong việc hình thành nhận thức và thái độ của người tiêu dùng. Doanh nghiệp cần đầu tư vào nội dung rõ ràng, súc tích, nhấn mạnh lợi ích và giá trị sản phẩm; đồng thời, kết hợp livestream và chia sẻ trải nghiệm để gia tăng mức độ gắn kết.
Thứ ba, đối với yếu tố đạo đức và giá trị hữu ích, doanh nghiệp cần thể hiện rõ cam kết bảo vệ môi trường và trách nhiệm xã hội, như: không thử nghiệm trên động vật hoặc sử dụng nguyên liệu thân thiện môi trường nhằm tạo sự đồng nhất giá trị với khách hàng.
Thứ tư, hoạt động xúc tiến nên được thiết kế phù hợp với đặc điểm tiêu dùng nhanh của giới trẻ thông qua ưu đãi giới hạn thời gian hoặc mã giảm giá, nhưng cần cân đối để không ảnh hưởng đến hình ảnh thương hiệu dài hạn.
Thứ năm, mặc dù giá cả và hữu ích cảm nhận có mức tác động thấp hơn, doanh nghiệp vẫn cần xây dựng chiến lược giá linh hoạt, đa dạng phân khúc và cung cấp sản phẩm dùng thử để giảm rào cản tiếp cận và mở rộng tệp khách hàng.
Chú thích:
1. Davis, F. D. (1989). Perceived usefulness, perceived ease of use, and user acceptance of information technology. MIS Quarterly, 13(3), 319-340.
2. Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(2), 179-211.
3. Monroe, K. B. (1990). Pricing: Making profitable decisions (2nd ed.). McGraw-Hill.
4. 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, (1), tr. 48-56.
5. Hoàng Châu Giang, Lý Minh Thư (2021). Ý định mua sắm mỹ phẩm thuần chay: Vận dụng mô hình của thuyết hành vi có kế hoạch mở rộng. Tạp chí Công Thương.
6. Nguyễn Ngọc, Nguyễn Thị Bích Ngọc (2021). Nghiên cứu các yếu tố tác động đến ý định mua mỹ phẩm của khách hàng nữ thuộc thế hệ Z tại khu vực TP. Hồ Chí Minh. Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021), Trường Đại học Công nghiệp TP. Hồ Chí Minh.
7. Schwartz, S. H. (1977). Normative influences on altruism. In L. Berkowitz (Ed.). Advances in Experimental Social Psychology (Vol. 10, pp. 221-279). Academic Press.
8. Grewal, D., Monroe, K. B., & Krishnan, R. (1998). The effects of price-comparison advertising on buyers’ perceptions of acquisition value, transaction value, and behavioral intentions. Journal of Marketing, 62(2), 46-59.
9. Chen, J., & Shen, X.-L. (2015). Consumers’ decisions in social commerce context: An empirical investigation. Decision Support Systems, 79, 55-64.
10. Wongkitrungrueng, A., Dehouche, N., & Assarut, N. (2020). Live streaming commerce from the sellers’ perspective: Implications for online relationship marketing. Journal of Marketing Management, 36(5-6), 488-518.
11. Ku, H.-H., Kuo, C.-C., Yang, Y.-T., & Chung, T.-S. (2012). Decision-contextual and individual influences on scarcity effects and impulse buying. Social Behavior and Personality: An International Journal, 40(8), 1241-1251.
12. Chaudhuri, A., & Holbrook, M. B. (2001). The chain of effects from brand trust and brand affect to brand performance: The role of brand loyalty. Journal of Marketing, 65(2), 81-93.
13. Ngô, T. N. H., Nguyễn, V. B., & Hồng, T. H. (2022). Ý định mua sắm mỹ phẩm thuần chay: Vận dụng mô hình của thuyết hành vi có kế hoạch mở rộng. Tạp chí Khoa học Thương mại, (169), 83-93.
14. Moir, L. (2001). What do we mean by corporate social responsibility? Corporate Governance: The International Journal of Business in Society, 1(2), 16-22.
15. Bhattacharya, C. B., & Sen, S. (2004). Doing better at doing good: When, why, and how consumers respond to corporate social initiatives. California Management Review, 47(1), 9-24.
16. Gardberg, N. A., & Fombrun, C. J. (2006). Corporate citizenship: Creating intangible assets across institutional environments. Academy of Management Review, 31(2), 329-346.
17. Kotler, P., & Lee, N. (2005). Corporate social responsibility: Doing the most good for your company and your cause. John Wiley & Sons.
