Enhancing the consumer experience at traditional markets in Hanoi: an approach based on the SERVQUAL model
TS. Nguyễn Thị Thanh Huyền
Học viện Công nghệ Bưu chính Viễn thông
Email: huyenntt@ptit.edu.vn
(Quanlynhanuoc.vn) – Chợ truyền thống vẫn giữ vai trò quan trọng trong hệ thống phân phối hàng hóa tại Hà Nội nhưng hiện đang phải đối mặt với nhiều thách thức từ sự phát triển của các loại hình bán lẻ hiện đại và sự thay đổi trong nhu cầu của người tiêu dùng. Bài viết tập trung đánh giá các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của người tiêu dùng đối với chợ truyền thống tại Hà Nội thông qua mô hình SERVQUAL. Các kết quả khảo sát được phân tích bằng phần mềm SPSS.26 cho thấy, khả năng đáp ứng là nhân tố có ảnh hưởng mạnh nhất, tiếp theo là năng lực phục vụ và sự hữu hình có tác động tích cực tới sự hài lòng của khách hàng. Trong khi đó, tính tin cậy có tác động ngược chiều và sự đồng cảm không có ý nghĩa thống kê. Từ kết quả cho thấy, một số hàm ý quản trị được đề xuất trong bài viết để nhằm nâng cao chất lượng dịch vụ và tăng cường sức cạnh tranh cho hệ thống chợ truyền thống tại Hà Nội.
Từ khóa: Chợ truyền thống; sự hài lòng của người tiêu dùng; chất lượng dịch vụ; SERVQUAL; Hà Nội.
Abstract: Traditional markets continue to play an important role in the goods distribution system in Hanoi; however, they are currently facing numerous challenges from the growth of modern retail formats and changes in consumer demand. This article focuses on evaluating factors affecting consumer satisfaction with traditional markets in Hanoi using the SERVQUAL model. Survey results analyzed via SPSS 26 software indicate that responsiveness is the strongest influencing factor, followed by assurance and tangibles, which positively impact customer satisfaction. Meanwhile, reliability has a negative impact, and empathy is not statistically significant. Based on these findings, several managerial implications are proposed in the article to improve service quality and enhance the competitiveness of the traditional market system in Hanoi.
Keywords: Traditional market; consumer satisfaction; service quality; SERVQUAL; Hanoi.
1. Đặt vấn đề
Trong bối cảnh các loại hình bán lẻ hiện đại như siêu thị, cửa hàng tiện lợi và thương mại điện tử phát triển nhanh chóng, hệ thống chợ truyền thống tại Hà Nội đang đứng trước áp lực cạnh tranh ngày càng lớn. Mặc dù vẫn giữ vai trò quan trọng trong việc cung cấp thực phẩm tươi sống và hàng thiết yếu cho người dân, chợ truyền thống đang phải đối mặt với nhiều thách thức liên quan đến cơ sở hạ tầng, chất lượng dịch vụ, an toàn thực phẩm và khả năng đáp ứng những yêu cầu ngày càng cao của người tiêu dùng. Việc nâng cao sự hài lòng của khách hàng vì thế trở thành một trong những điều kiện quan trọng để duy trì sức hấp dẫn và khả năng phát triển của hệ thống chợ truyền thống trong giai đoạn hiện nay.
Sự hài lòng của người tiêu dùng chịu ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố khác nhau, trong đó chất lượng dịch vụ được xem là một trong những nhân tố quan trọng nhất. Tuy nhiên, các nghiên cứu về sự hài lòng của người tiêu dùng đối với chợ truyền thống tại Hà Nội còn tương đối hạn chế, đặc biệt trong bối cảnh hành vi mua sắm đang có nhiều thay đổi dưới tác động của quá trình đô thị hóa và hiện đại hóa ngành bán lẻ. Xuất phát từ thực tiễn đó, bài viết được thực hiện nhằm đánh giá ảnh hưởng của các thành phần chất lượng dịch vụ theo mô hình SERVQUAL đến sự hài lòng của người tiêu dùng tại các chợ truyền thống trên địa bàn Hà Nội, từ đó, gợi ý các hàm ý quản trị nhằm nâng cao chất lượng hoạt động và phát triển bền vững hệ thống chợ truyền thống.
2. Cơ sở lý thuyết về chợ truyền thống và sự hài lòng của khách hàng
2.1. Mức độ hài lòng của khách hàng và mô hình lý thuyết
Luật Thương mại Việt Nam năm 2005 quy định: chợ được hiểu là nơi diễn ra các hoạt động mua bán hàng hóa và dịch vụ, chủ yếu thông qua các hình thức trực tiếp giữa người bán và người mua. Điểm đặc trưng của chợ truyền thống là sự tập trung của nhiều tiểu thương, hộ kinh doanh cá thể buôn bán đa dạng các loại hàng hóa, từ nhu yếu phẩm hằng ngày đến các sản phẩm thủ công, đồ gia dụng.
Nguyễn Văn Bình (2019) cho rằng, chợ truyền thống là “tế bào kinh tế” trong đời sống cộng đồng, nơi diễn ra sự trao đổi hàng hóa kết hợp với duy trì phong tục, tập quán địa phương. Khác với siêu thị hay trung tâm thương mại, chợ truyền thống thường không áp dụng các mô hình quản lý hiện đại, mà dựa trên sự vận hành tự nhiên của các hộ kinh doanh nhỏ lẻ. Chính yếu tố này tạo ra sự linh hoạt, giá cả cạnh tranh và khả năng đáp ứng nhanh nhu cầu tiêu dùng của người dân.
Theo Trần Minh Đạo (2020), mức độ hài lòng của người tiêu dùng được hiểu là mức độ trạng thái cảm xúc tích cực hoặc tiêu cực của khách hàng phát sinh sau khi so sánh giữa kỳ vọng trước khi mua và trải nghiệm thực tế sau khi tiêu dùng sản phẩm hoặc dịch vụ. Oliver (1980, tr. 460 – 469) cho rằng, sự hài lòng là “phản ứng hoàn thành của người tiêu dùng, là sự phán đoán rằng một sản phẩm hoặc đặc điểm của sản phẩm đã mang lại mức độ thỏa mãn dễ chịu liên quan đến quá trình tiêu dùng”. Khái niệm này được xem là kết quả của quá trình so sánh giữa kỳ vọng và cảm nhận thực tế, và là biến số trung gian quan trọng trong các mô hình nghiên cứu hành vi tiêu dùng, có tác động trực tiếp đến ý định mua lại, lòng trung thành và truyền miệng tích cực.
2.2. Các mô hình nghiên cứu lý thuyết
Thứ nhất, mô hình SERVQUAL – Đo lường chất lượng dịch vụ: trong nghiên cứu chất lượng dịch vụ, mô hình SERVQUAL của Parasuraman, Zeithaml và Berry (1988, tr.12-40) là một khung phân tích phổ biến để đo lường sự hài lòng. Mô hình xác định năm yếu tố chính tác động đến sự hài lòng của khách hàng, bao gồm: (1) Phương tiện hữu hình; (2) Độ tin cậy; (3) Khả năng đáp ứng; (4) Sự bảo đảm; (5) Sự đồng cảm.
Khi áp dụng vào bối cảnh chợ truyền thống, các yếu tố này có thể được điều chỉnh để phản ánh đặc thù như tính gần gũi trong giao tiếp, tính linh hoạt trong giao dịch, mức độ vệ sinh, và niềm tin vào chất lượng sản phẩm.
Thứ hai, mô hình sự hài lòng của khách hàng (Kotler): theo Kotler và Keller (2006), sự hài lòng của khách hàng là trạng thái cảm xúc của người tiêu dùng hình thành từ sự so sánh giữa kỳ vọng trước khi mua và trải nghiệm thực tế sau khi tiêu dùng sản phẩm hoặc dịch vụ. Khi kết quả cảm nhận đáp ứng hoặc vượt quá kỳ vọng, khách hàng sẽ có xu hướng hài lòng và duy trì hành vi tiêu dùng; ngược lại, nếu trải nghiệm thấp hơn kỳ vọng, sự không hài lòng sẽ xảy ra. Mô hình này nhấn mạnh vai trò của sự phù hợp giữa kỳ vọng và thực tế trong việc quyết định đánh giá của khách hàng.
Với loại hình chợ truyền thống, mô hình giúp lý giải cách người tiêu dùng đánh giá trải nghiệm mua sắm dựa trên các yếu tố như mức giá, sự thuận tiện, sự linh hoạt trong giao dịch và mức độ tương tác trực tiếp với người bán, từ đó làm rõ cơ sở hình thành sự hài lòng.
Thứ ba, mô hình Kano: mô hình Kano (Kano et al., 1984, tr.39-48) cung cấp cách tiếp cận phân loại nhu cầu khách hàng dựa trên mức độ ảnh hưởng đến sự hài lòng, bao gồm ba nhóm chính: (1) Cầu cơ bản là những yếu tố khách hàng mặc nhiên mong đợi; nếu không được đáp ứng sẽ gây bất mãn nhưng nếu đáp ứng đầy đủ cũng không tạo ra sự hài lòng đáng kể; (2) Nhu cầu hiệu năng có mối quan hệ tuyến tính với sự hài lòng, nghĩa là mức độ đáp ứng càng cao thì mức độ hài lòng càng tang; (3) Nhu cầu hứng thú là những yếu tố vượt kỳ vọng, không bắt buộc nhưng có thể tạo ra sự hài lòng cao và lợi thế cạnh tranh. Khi áp dụng vào bối cảnh chợ truyền thống, mô hình Kano giúp phân loại các yếu tố dịch vụ theo mức độ kỳ vọng của người tiêu dùng, từ đó hỗ trợ xác định các yếu tố cần duy trì ổn định, các yếu tố cần cải thiện và những yếu tố có thể được phát triển để tạo sự khác biệt so với các loại hình bán lẻ hiện đại.
Thứ tư, mô hình TAM (mở rộng): Mô hình chấp nhận công nghệ (Technology Acceptance Model – TAM) do Davis (1989, tr.319-340) đề xuất giải thích hành vi chấp nhận dựa trên hai yếu tố cốt lõi là nhận thức về tính hữu ích và nhận thức về tính dễ sử dụng.
Trong các nghiên cứu gần đây, TAM được mở rộng để xem xét hành vi chấp nhận các dịch vụ có yếu tố công nghệ trong nhiều bối cảnh khác nhau, bao gồm cả lĩnh vực bán lẻ. Đối với chợ truyền thống, việc áp dụng TAM giúp phân tích mức độ sẵn sàng của người tiêu dùng trong việc tiếp nhận các yếu tố đổi mới như thanh toán điện tử, truy xuất nguồn gốc sản phẩm hay tiếp cận thông tin số hóa. Những yếu tố này không chỉ ảnh hưởng đến hành vi sử dụng dịch vụ mà còn góp phần nâng cao mức độ tiện ích, minh bạch và trải nghiệm mua sắm, từ đó tác động gián tiếp đến sự hài lòng của khách hàng.
2.3. Giả thuyết nghiên cứu và đề xuất mô hình nghiên cứu
Để đo lường mức độ hài lòng của người tiêu dùng đối với dịch vụ tại chợ truyền thống trên địa bàn Hà Nội, nghiên cứu này lựa chọn mô hình SERVQUAL do Parasuraman, Zeithaml và Berry (1988, tr.12-40) đề xuất. Mô hình bao gồm năm thành phần chính phản ánh chất lượng dịch vụ theo cảm nhận của khách hàng, bao gồm: sự hữu hình, độ tin cậy, khả năng đáp ứng, năng lực phục vụ và sự đồng cảm. Đây là một trong những mô hình được sử dụng phổ biến trong lĩnh vực nghiên cứu dịch vụ và hành vi người tiêu dùng, đặc biệt phù hợp với bối cảnh các loại hình bán lẻ truyền thống. Trên cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu trước đây, tác giả đề xuất các giả thuyết và mô hình nghiên cứu như sau:
H1: Sự hữu hình có ảnh hưởng tích cực đến sự hài lòng của người tiêu dùng đối với chợ truyền thống
H2: Độ tin cậy có ảnh hưởng tích cực đến sự hài lòng của người tiêu dùng đối với chợ truyền thống
H3: Khả năng đáp ứng có ảnh hưởng tích cực đến sự hài lòng của người tiêu dùng đối với chợ truyền thống
H4: Năng lực phục vụ có ảnh hưởng tích cực đến sự hài lòng của người tiêu dùng đối với chợ truyền thống
H5: Sự đồng cảm có ảnh hưởng tích cực đến sự hài lòng của người tiêu dùng đối với chợ truyền thống
Hình 1: Mô hình nghiên cứu đề xuất
Nguồn: Tác giả đề xuất, 2026.
3. Phương pháp nghiên cứu
Mục đích của nghiên cứu định tính là hiệu chỉnh các thang đo của các nghiên cứu lý thuyết và thực tiễn trước đó. Tác giả sử dụng phương pháp chọn mẫu phi xác suất để đánh giá sơ bộ 5 thang đo gồm: sự hữu hình (HH), độ tin cậy (TC), khả năng đáp ứng (DU), năng lực phục vụ (PV) và sự đồng cảm (DC).
Sau khảo sát sơ bộ, bảng câu hỏi được điều chỉnh và tiến hành khảo sát chính thức. Các phát biểu trong bảng hỏi sử dụng thang đo Likert 5 điểm từ 1 đến 5 với mức ý nghĩa lần lượt từ “hoàn toàn không đồng ý”, “không đồng ý”, “bình thường”, “đồng ý”, “hoàn toàn đồng ý”.
Qua nghiên cứu định lượng, gồm:
(1) Phương pháp chọn mẫu: các phần tử của mẫu được chọn theo phương pháp lấy mẫu thuận tiện với tất cả khách hàng của các chợ truyền thống trên địa bàn Hà Nội (chợ hạng 1: chợ Hà Đông, chợ Đồng Xuân, chợ Hôm và các chợ ở các hạng khác). 2/3 số bảng hỏi được gửi theo hình thức trực tuyến, phần còn lại được cộng tác viên phát và phỏng vấn trực tiếp người dân mua sắm tại chợ.
(2) Xác định cỡ mẫu: theo Hair và cộng sự (2010) và Tabachnick & Fidell (1996), kích cỡ mẫu tối thiểu: 10*23 + 50 = 280 phần tử. Thực hiện khảo sát với 300 cá nhân, thu về 291 phiếu hợp lệ (đạt tỷ lệ 97%) . Sau khi làm sạch dữ liệu, 291 phiếu này tiếp tục được đưa vào xử lý, phân tích ở các bước tiếp theo.
(3) Kỹ thuật phân tích dữ liệu: nghiên cứu sử dụng phần mềm SPSS.26 để kiểm định độ tin cậy của thang đo thông qua chạy Cronbach’s alpha (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008) và phân tích nhân tố khám phá – EFA , đồng thời thực hiện các thống kê mô tả và phân tích hồi quy (Nguyễn Đình Thọ, 2011).
4. Kết quả nghiên cứu về mức độ hài lòng của người tiêu dùng Hà Nội đối với hệ thống chợ truyền thống
4.1. Thống kê mô tả về đối tượng khảo sát
Bảng 1: Mô tả đặc điểm của đối tượng khảo sát
| Chỉ tiêu | Số lượng (người) | Tỷ trọng (%) |
| Khu vực đang sinh sống | ||
| Thành thị | 192 | 66,0 |
| Nông thôn | 99 | 34,0 |
| Giới tính | ||
| Nam | 77 | 26,5 |
| Nữ | 214 | 73,5 |
| Độ tuổi | 0,0 | |
| Dưới 25 | 56 | 19,2 |
| Từ 25-40 | 123 | 42,3 |
| Trên 40 | 112 | 38,5 |
| Nghề nghiệp | ||
| Công chức, viên chức | 67 | 23,0 |
| Nhân viên thuộc doanh nghiệp | 59 | 20,3 |
| Nội trợ | 47 | 16,2 |
| Lao động tự do | 81 | 27,8 |
| Khác | 37 | 12,7 |
| Thu nhập hàng tháng | ||
| Dưới 5 triệu | 102 | 35,1 |
| Từ 5-10 triệu | 82 | 28,2 |
| Từ 10-15 triệu | 69 | 23,7 |
| Trên 15 triệu | 38 | 13,1 |
| Tần suất đi chợ truyền thống | ||
| Hằng ngày | 72 | 24,7 |
| 2-3 lần/ tuần | 138 | 47,4 |
| 1 lần/ tuần | 61 | 21,0 |
| Hiếm khi | 20 | 6,9 |
Kết quả thống kê mô tả cho thấy, mức độ đa đạng của các đối tượng khảo sát của nghiên cứu theo khu vực đang sinh sống, giới tính, độ tuổi, thu nhập, nghề nghiệp, tần suất sử dụng chợ truyền thống để mua sắm. Đáng chú ý, khi mức thu nhập càng tăng thì việc lựa chọn mua sắm qua chợ truyền thống có xu hướng giảm, điều này cho thấy yếu tố thu nhập có ảnh hưởng tới việc mua sắm tại chợ truyền thống của người dân.
Bảng 2. Kết quả thống kê mô tả các nhóm biến
| Ký hiệu | Giá trị TB | Ký hiệu | Giá trị TB |
| Sự hữu hình (HH) | 4,38 | Năng lực phục vụ (PV) | 4,23 |
| HH1 | 4,29 | PV1 | 4,24 |
| HH2 | 4,50 | PV2 | 4,25 |
| HH3 | 4,32 | PV3 | 4,12 |
| HH4 | 4,46 | PV4 | 4,16 |
| Tính tin cậy (TC) | 4,19 | Sự đồng cảm (DC) | 2,06 |
| TC1 | 4,27 | DC1 | 1,70 |
| TC2 | 4,20 | DC2 | 2,67 |
| TC3 | 4,17 | DC3 | 2,68 |
| TC4 | 4,22 | DC4 | 2,03 |
| Khả năng đáp ứng (DU) | 3,95 | Sự hài lòng của người tiêu dùng (HL) | 4,20 |
| DU1 | 3,98 | HL1 | 4,10 |
| DU2 | 3,98 | HL2 | 4,19 |
| DU3 | 4,02 | HL3 | 4,30 |
| DU4 | 3,74 |
Xét cụ thể hơn giá trị trung bình ở từng nhóm biến, các nhân tố độc lập thuộc giả thiết có tác động tích cực (+) lên sự hài lòng của khách hàng như: sự hữu hình (HH), khả năng đáp ứng (DU), năng lực phục vụ (PV), đều có giá trị trung bình khá lớn, trải dài từ 3,95 đến 4,38 chứng tỏ phần lớn các đối tượng nghiên cứu đồng ý với các phát biểu ở các nhóm biến này.
Bên cạnh đó, nhóm biến sự đồng cảm (DC) có giá trị trung bình khá thấp 2,06 chứng tỏ phần lớn các đối tượng nghiên cứu không đồng ý với các phát biểu ở nhóm biến này.
4.2. Kết quả phân tích định lượng
Đánh giá độ tin cậy của thang đo (Cronbach alpha)
Bảng 3. Kết quả đánh giá độ tin cậy thang đo
| Biến quan sát | Tương quan biến tổng | Alpha nếu loại biến | Đánh giá |
| Sự hữu hình (PE): Hệ số Alpha = 0,806 | |||
| HH1 | 0,685 | 0,597 | Đạt |
| HH2 | 0,696 | 0,595 | Đạt |
| HH3 | 0,249 | 0,806 | Không đạt – loại |
| HH4 | 0,596 | 0,609 | Đạt |
| Tính tin cậy (TC): Hệ số Alpha = 0,795 | |||
| TC1 | 0,550 | 0,771 | Đạt |
| TC2 | 0,690 | 0,700 | Đạt |
| TC3 | 0,577 | 0,758 | Đạt |
| TC4 | 0,608 | 0,743 | Đạt |
| Khả năng đáp ứng (DU): Hệ số Alpha = 0,810 | |||
| DU1 | 0,657 | 0,748 | Đạt |
| DU2 | 0,566 | 0,791 | Đạt |
| DU3 | 0,647 | 0,755 | Đạt |
| DU4 | 0,646 | 0,754 | Đạt |
| Năng lực phục vụ (PC): Hệ số Alpha = 0,833 | |||
| PV1 | 0,581 | 0,834 | Không đạt – loại |
| PV2 | 0,698 | 0,775 | Đạt |
| PV3 | 0,691 | 0,777 | Đạt |
| PV4 | 0,702 | 0,771 | Đạt |
| Sự đồng cảm (DC): Hệ số Alpha = 0,843 | |||
| DC1 | 0,616 | 0,828 | Đạt |
| DC2 | 0,666 | 0,805 | Đạt |
| DC3 | 0,730 | 0,777 | Đạt |
| DC4 | 0,700 | 0,791 | Đạt |
| Sự hài lòng của người tiêu dùng (HL): Hệ số Alpha = 0,705 | |||
| HL1 | 0,426 | 0,733 | Không đạt – loại |
| HL2 | 0,557 | 0,571 | Đạt |
| HL3 | 0,593 | 0,527 | Đạt |
Như vậy, số biến quan sát của tất cả nhân tố trong mô hình đều đạt tiêu chuẩn (trừ HH3, PV1 và HL1 không đạt). Các biến quan sát đạt tiêu chuẩn sẽ được tiếp tục sử dụng để phân tích nhân tố EFA nhằm đánh giá giá trị hội tụ và giá trị phân biệt của thang đo.
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Kiểm định chỉ số KMO và giá trị thống kê Bartlett’s Test. Giả thuyết Ho là 20 biến quan sát của các nhân tố độc lập không có sự tương quan với nhau trong tổng thể. Kết quả kiểm định KMO và Barlett’s trong phân tích nhân tố cho thấy giá trị sig = 0,000 và KMO = 0,891 (> 0,5). Điều này chỉ ra rằng giả thuyết H0 bị bác bỏ và các biến quan sát có mối tương quan với nhau trong tổng thể. Như vậy, việc phân tích nhân tố (EFA) là phù hợp.
Bảng 4. Kiểm định KMO và Bartlett’s Test các nhân tố độc lập
| Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | 0,891 |
| Bartlett’s Test of Sphericity. Approx. Chi-Square | 1951,040 |
| Df | 153 |
| Sig. | 0,000 |
Bảng 5. Kiểm định KMO và Bartlett’s Test các nhân tố phụ thuộc
| Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | 0,735 |
| Bartlett’s Test of Sphericity. Approx. Chi-Square | 406,459 |
| Df | 3 |
| Sig. | 0,000 |
4.3. Phương pháp trích nhân tố và xoay nhân tố
Tiến hành phương pháp trích nhân tố principal component và xoay nhân tố (phép quay varimax) đã trích ra được số nhân tố là 5 khớp với mô hình đề xuất ban đầu với 20 biến quan sát. Hệ số tải nhân tố của 19 biến quan sát thỏa mãn điều kiện là hệ số factor loading > 0,5 (hệ số tải nhân tố TC1, DC1 nhỏ hơn 0,5 sẽ bị loại khỏi mô hình). Phương sai trích là 71,881% (>50%), đạt yêu cầu so với tiêu chuẩn, cho biết 5 nhân tố này giải thích được 71,881% biến thiên của dữ liệu. Các nhân tố và các biến quan sát được trình bày cụ thể ở Bảng 5.
Bảng 6. Kết quả phân tích nhân tố của thang đo các nhân tố độc lập
| Thành phần | Các nhân tố trích | |||||
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | ||
| Năng lực phục vụ (PV) | PV3 | 0,773 | ||||
| PV2 | 0,755 | |||||
| PV4 | 0,728 | |||||
| PV1 | 0,704 | |||||
| Sự đồng cảm (DC) | DC1 | |||||
| DC2 | 0,813 | |||||
| DC4 | 0,791 | |||||
| DC3 | 0,766 | |||||
| Khả năng đáp ứng (DU) | DU3 | 0,802 | ||||
| DU1 | 0,768 | |||||
| DU4 | 0,766 | |||||
| DU2 | 0,597 | |||||
| Tính tin cậy (TC) | TC2 | 0,812 | ||||
| TC4 | 0,732 | |||||
| TC3 | 0,684 | |||||
| TC1 | ||||||
| Sự hữu hình (HH) | HH2 | 0,843 | ||||
| HH1 | 0,772 | |||||
Bảng 7. Kết quả phân tích nhân tố của thang đo nhân tố phụ thuộc
| Thành phần | Các nhân tố trích | |
| 1 | ||
| Sự hài lòng của khách hàng (HL) | HL1 | 0,892 |
| HL2 | 0,887 | |
| HL3 | 0,873 | |
Như vậy, có thể thấy, tất cả thang đo đã đạt giá trị phân biệt và giá trị hội tụ rõ rệt. Dựa vào kết quả này, nhóm các biến quan sát đạt yêu cầu thành 5 nhân tố độc lập gồm có HH, TC, DU, PV, DC và 1 nhân tố phụ thuộc là HL (sự hài lòng của khách hàng) sẽ được sử dụng trong bước xây dựng phương trình hồi quy tiếp theo. Việc xây dựng phương trình hồi quy, như sau:
Bảng 8. Kết quả mô hình hồi quy
| Biến | Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa | Hệ số hồi quy chuẩn hóa | t | Sig. | VIF |
| Hằng số | 1,017 | 0.327 | 0,002 | ||
| Khả năng đáp ứng (DU) | 0,735 | 0,506 | 7,095 | 0,000 | 1,439 |
| – Sự hữu hình (HH) | 0,134 | 0,118 | 2,072 | 0,040 | 1,619 |
| Năng lực phục vụ (PV) | 0,463 | 0,318 | 4,845 | 0,027 | 1,811 |
| Tín tin cậy (TC) | -0,163 | -0,125 | -2,050 | 0,005 | 1,905 |
| – Sự đồng cảm (DC) | -0,025 | -0,013 | -0,354 | 0,823 | 1,215 |
| R2 | 0,637 | ||||
| R2 hiệu chỉnh | 0,743 | ||||
| Mức ý nghĩa (Sig. trong ANOVA) | 0,000 | ||||
| Giá trị thống kê F (F trong ANOVA) | 51,129 | ||||
| Hệ số Durbin-Watson | 1,728 | ||||
Về mức độ phù hợp của mô hình, hệ số R2 đã hiệu chỉnh là 0,743 cho thấy, có khoảng 74,3% sự hài lòng của khách hàng có thể giải thích bởi các biến độc lập (sự hữu hình, tính tin cậy, khả năng đáp ứng, năng lực phục vụ và sự đồng cảm).
Về mối quan hệ của biến phụ thuộc và biến độc lập, kết quả kiểm định trị thống kê F từ bảng phân tích phương sai ANOVA, với giá trị sig = 0,000 < 0,05, cho thấy mô hình hồi quy đa biến đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu ở độ tin cậy 95%. Hay nói cách khác các biến độc lập có mối tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc.Về kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến, việc kiểm tra được thông qua nhân tố phóng đại phương sai (VIF), theo quy tắc VIF < 2 là dấu hiệu cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến (Hair & ctg, 2010)11. Kết quả cho thấy tất cả các VIF có giá trị nhỏ hơn mức giới hạn (từ 1,215 đến 1,905) đều đạt yêu cầu. Vậy mô hình hồi quy đa biến không có hiện tượng đa cộng tuyến, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đến kết quả giải thích của mô hình.
Hình 2. Phân phối chuẩn của phần dư
Nguồn: Kết quả phân tích mô hình bằng SPSS.26
Khi xem xét về giả định về phân phối chuẩn của phần dư, theo biểu đồ tần số phần dư (hình 2) có thể thấy giá trị trung bình của phần dư chuẩn hóa là 3,64E-15 rất nhỏ, gần bằng 0 và có độ lệch chuẩn lớn là 0,991, gần bằng 1. Như vậy, ta có thể khẳng định giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Hình 3: Biểu đồ tần số P-P
Nguồn: Kết quả phân tích mô hình bằng SPSS.26
Hình 4. Biểu đồ phân tán
Nguồn: Kết quả phân tích mô hình bằng SPSS.26
Ngoài ra, thông qua biểu đồ tần số P–P (Hình 3) cho thấy, các chấm phân bố tương đối sát với đường chéo. Hơn thế nữa, theo biểu đồ phân tán (hình 4) ta có thể thấy phần dư phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0 và không tạo ra một hình dạng nào khác. Điều này chứng tỏ giả định phương sai không đổi của mô hình hồi quy tuyến tính là không bị vi phạm.
Như vậy, căn cứ vào các kết quả kiểm định trên có thể khẳng định rằng các giả định về hồi quy tuyến tính không bị vi phạm và mô hình xây dựng phù hợp với tổng thể. Bên cạnh đó, kết quả phân tích hồi quy bội cho thấy 4 nhân tố độc lập là DU (khả năng đáp ứng), HH (sự hữu hình), PV (năng lực phục vụ), TC (tính tin cậy) có giá trị Sig lần lượt là 0,000 – 0,040 – 0,027 – 0,005 đều < 0,05 nên có thể khẳng định các biến này có ý nghĩa trong mô hình. Tuy nhiên, nhân tố DC (sự đồng cảm) có giá trị Sig = 0,428 > 0,05 nên không có ý nghĩa thống kê trong mô hình.
Qua kết quả phân tích hồi quy, chúng ta có phương trình hồi quy đa biến của mô hình sau khi đã chuẩn hóa như sau:
HL = 0,327 + 0,506*DU + 0,318*PV + 0,118*HH – 0,125*TC
Trong đó:
HL: Sự hài lòng của khách hàng
DU: Khả năng đáp ứng
PV: Năng lực phục vụ
HH: Sự hữu hình
TC: Tính tin cậy
5. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Thứ nhất, đối với các nhân tố độc lập có ý nghĩa thống kê trong mô hình nghiên cứu.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, khả năng đáp ứng là nhân tố có ảnh hưởng mạnh nhất đến sự hài lòng của người tiêu dùng đối với hệ thống chợ truyền thống tại Hà Nội (β = 0,506; Sig. = 0,000). Kết quả này phản ánh đúng đặc trưng cạnh tranh nổi bật của chợ truyền thống trong bối cảnh hiện nay. Khi các siêu thị và cửa hàng tiện lợi ngày càng phát triển theo hướng tiêu chuẩn hóa quy trình phục vụ, chợ truyền thống vẫn duy trì được lợi thế về tính linh hoạt trong giao dịch và khả năng đáp ứng nhanh các nhu cầu cụ thể của khách hàng. Người tiêu dùng có thể dễ dàng yêu cầu lựa chọn hàng hóa theo sở thích, thay đổi số lượng mua, mặc cả hoặc nhận được sự hỗ trợ trực tiếp từ người bán trong quá trình mua sắm. Đối với cư dân đô thị Hà Nội, đặc biệt là nhóm khách hàng bận rộn, khả năng được phục vụ nhanh chóng, thuận tiện và linh hoạt tạo ra giá trị thực tế rõ rệt, từ đó góp phần nâng cao mức độ hài lòng đối với hoạt động mua sắm tại chợ truyền thống.
Về năng lực phục vụ có tác động tích cực và đứng thứ hai về mức độ ảnh hưởng đến sự hài lòng của người tiêu dùng (β = 0,318; Sig. = 0,027). Kết quả này cho thấy sự hài lòng của khách hàng không chỉ được hình thành từ chất lượng hàng hóa mà còn chịu tác động đáng kể từ trình độ, kinh nghiệm và thái độ phục vụ của người bán. Trong thực tế, nhiều tiểu thương tại các chợ truyền thống Hà Nội có nhiều năm kinh doanh và sở hữu vốn kinh nghiệm phong phú trong việc nhận biết chất lượng thực phẩm, tư vấn lựa chọn sản phẩm hoặc chia sẻ kinh nghiệm chế biến. Đây là một lợi thế mà các mô hình bán lẻ hiện đại khó có thể thay thế hoàn toàn. Mối quan hệ tương tác trực tiếp giữa người bán và người mua giúp tạo dựng niềm tin, giảm thiểu rủi ro trong quá trình mua sắm và gia tăng trải nghiệm tích cực của khách hàng.
Sự hữu hình có tác động cùng chiều đến sự hài lòng nhưng mức độ ảnh hưởng tương đối thấp (β = 0,118; Sig. = 0,040). Kết quả này cho thấy, người tiêu dùng có quan tâm đến các yếu tố như điều kiện vệ sinh, cơ sở vật chất, an ninh và không gian mua sắm, tuy nhiên đây không phải là tiêu chí quyết định hàng đầu khi lựa chọn chợ truyền thống. Trên thực tế, phần lớn người tiêu dùng Hà Nội đã hình thành nhận thức rằng chợ truyền thống khó có thể đạt được mức độ khang trang và hiện đại tương đương với siêu thị hay trung tâm thương mại. Do đó, họ thường điều chỉnh kỳ vọng của mình theo hướng thực tế hơn và chấp nhận một số hạn chế về cơ sở vật chất để đổi lấy những lợi ích khác như giá cả hợp lý, sự đa dạng về chủng loại, sự thuận tiện và khả năng tiếp cận nguồn thực phẩm tươi sống. Điều này lý giải vì sao việc cải thiện điều kiện vật chất có thể góp phần nâng cao sự hài lòng nhưng chưa đủ để tạo ra sự thay đổi đáng kể nếu không đồng thời cải thiện chất lượng dịch vụ và trải nghiệm mua sắm cho khách hàng.
Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy, tính tin cậy có tác động ngược chiều đến sự hài lòng của người tiêu dùng (β = -0,125; Sig. = 0,005), trái với kỳ vọng lý thuyết và nhiều nghiên cứu trước đây về chất lượng dịch vụ. Trong bối cảnh chợ truyền thống Hà Nội hiện nay, kết quả này có thể được lý giải từ sự thay đổi trong nhận thức của người tiêu dùng đối với vấn đề vệ sinh an toàn thực phẩm và minh bạch nguồn gốc hàng hóa. Những khách hàng đánh giá cao các tiêu chí về nguồn gốc xuất xứ rõ ràng, chất lượng bảo đảm và độ an toàn của sản phẩm thường cũng là nhóm khách hàng có yêu cầu cao hơn đối với hoạt động kinh doanh tại chợ. Tuy nhiên, thực tế cho thấy phần lớn hàng hóa tại chợ truyền thống vẫn chưa đáp ứng đầy đủ các yêu cầu về truy xuất nguồn gốc và chứng nhận chất lượng. Do đó, khi mức độ quan tâm đến tính tin cậy gia tăng, khách hàng càng dễ nhận thấy khoảng cách giữa kỳ vọng và thực trạng, từ đó làm giảm mức độ hài lòng đối với trải nghiệm mua sắm tại chợ truyền thống. Kết quả này phản ánh một thách thức quan trọng mà hệ thống chợ truyền thống Hà Nội đang phải đối mặt trong quá trình cạnh tranh với các kênh bán lẻ hiện đại.
Thứ hai, đối với nhân tố độc lập không có ý nghĩa thống kê.
Mặc dù được kỳ vọng là một trong những đặc trưng nổi bật của chợ truyền thống, kết quả nghiên cứu cho thấy sự đồng cảm không có ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến sự hài lòng của người tiêu dùng (β = -0,013; Sig. = 0,428). Điều này phản ánh sự thay đổi đáng kể trong hành vi mua sắm của cư dân đô thị tại Hà Nội. Nếu trước đây các mối quan hệ quen biết, sự quan tâm cá nhân và tương tác xã hội giữa người bán với người mua là một phần quan trọng tạo nên sức hấp dẫn của chợ truyền thống thì hiện nay người tiêu dùng có xu hướng đề cao tính tiện lợi, tốc độ giao dịch và hiệu quả mua sắm hơn là các giá trị mang tính quan hệ. Trong bối cảnh nhịp sống đô thị ngày càng gấp gáp, nhiều khách hàng đến chợ với mục tiêu hoàn thành việc mua sắm trong thời gian ngắn thay vì tìm kiếm sự gắn kết xã hội. Do đó, sự đồng cảm của người bán không còn tạo ra khác biệt đáng kể trong việc hình thành sự hài lòng, cho thấy quá trình chuyển dịch từ mô hình tiêu dùng dựa trên quan hệ sang mô hình tiêu dùng dựa trên giá trị sử dụng đang diễn ra ngày càng rõ nét tại các chợ truyền thống ở Hà Nội.
6. Hàm ý về giải pháp
Kết quả nghiên cứu cho thấy, sự hài lòng của người tiêu dùng đối với hệ thống chợ truyền thống Hà Nội chịu tác động đồng thời từ chất lượng dịch vụ, khả năng đáp ứng nhu cầu mua sắm và mức độ tin cậy đối với hàng hóa. Điều này cho thấy, quá trình phát triển chợ truyền thống trong giai đoạn tới không nên chỉ tập trung vào một khía cạnh riêng lẻ mà cần được tiếp cận theo hướng nâng cao đồng bộ chất lượng không gian mua sắm, chất lượng dịch vụ và chất lượng hàng hóa.
Một là, việc tiếp tục đầu tư cải thiện cơ sở vật chất và hạ tầng chợ vẫn là yêu cầu cần thiết. Tuy nhiên, trọng tâm đầu tư cần chuyển từ tư duy “xây dựng mới” sang tư duy “nâng cao trải nghiệm mua sắm”. Mặc dù đã có nhiều dự án cải tạo chợ trong thời gian qua nhưng chưa giải quyết triệt để các bất tiện mà người tiêu dùng thường xuyên gặp phải như khó khăn trong gửi xe, vệ sinh môi trường, thoát nước, mùi thực phẩm, lối đi chật hẹp hoặc tình trạng sắp xếp ngành hàng thiếu khoa học. Do đó, nguồn lực đầu tư cần được ưu tiên cho các hạng mục tác động trực tiếp đến trải nghiệm khách hàng như khu vực kinh doanh thực phẩm tươi sống đạt tiêu chuẩn vệ sinh, hệ thống xử lý nước thải, bãi đỗ xe, biển chỉ dẫn, khu vực nghỉ chân và các giải pháp bảo đảm an toàn phòng cháy, chữa cháy. Đây là những yếu tố tuy không tạo ra sự hài lòng mạnh như khả năng đáp ứng hay năng lực phục vụ nhưng lại đóng vai trò nền tảng để duy trì hoạt động bền vững của chợ truyền thống.
Hai là, cần đặc biệt chú trọng giải quyết vấn đề niềm tin của người tiêu dùng đối với hàng hóa kinh doanh tại chợ. Kết quả nghiên cứu cho thấy tính tin cậy là điểm nghẽn lớn nhất trong quá trình phát triển chợ truyền thống hiện nay. Điều này phản ánh sự thay đổi trong nhận thức của người tiêu dùng đô thị khi các tiêu chí về an toàn thực phẩm, nguồn gốc xuất xứ và tính minh bạch ngày càng được coi trọng. Vì vậy, việc đầu tư hạ tầng cần gắn với việc hình thành các khu kinh doanh thực phẩm an toàn, áp dụng cơ chế nhận diện nguồn gốc hàng hóa và tăng cường khả năng truy xuất thông tin sản phẩm. Chỉ khi người tiêu dùng cảm thấy yên tâm về chất lượng hàng hóa, những cải thiện về cơ sở vật chất mới có thể chuyển hóa thành sự hài lòng thực sự.
Ba là, cần khai thác tốt hơn lợi thế cạnh tranh vốn có của chợ truyền thống là sự linh hoạt trong phục vụ và sự tương tác trực tiếp giữa người bán với người mua. Thay vì cạnh tranh với siêu thị bằng cơ sở vật chất hay với thương mại điện tử bằng công nghệ, chợ truyền thống cần phát huy khả năng đáp ứng nhanh các nhu cầu cá nhân hóa của khách hàng, từ lựa chọn hàng hóa, sơ chế thực phẩm đến các dịch vụ giao hàng trong phạm vi ngắn. Đây là những giá trị mà các mô hình bán lẻ hiện đại khó có thể thay thế hoàn toàn.
Như vậy, định hướng phát triển phù hợp đối với hệ thống chợ truyền thống Hà Nội không phải là lựa chọn giữa “đầu tư hạ tầng” hay “nâng cao chất lượng dịch vụ” mà là kết hợp đồng thời cả hai yếu tố. Hạ tầng hiện đại, sạch sẽ và thuận tiện sẽ tạo điều kiện cho hoạt động kinh doanh hiệu quả hơn; trong khi chất lượng dịch vụ, sự linh hoạt trong phục vụ và niềm tin đối với hàng hóa mới là những yếu tố quyết định khả năng giữ chân người tiêu dùng. Đây cũng là hướng đi phù hợp để chợ truyền thống vừa bảo tồn được bản sắc riêng, vừa thích ứng với những thay đổi trong hành vi tiêu dùng của cư dân Hà Nội.
7. Kết luận
Bài viết được thực hiện nhắm xác định các nhân tố ảnh hưởng đến sự hài lòng của người tiêu dùng đối với hệ thống chợ truyền thống tại Hà Nội trong bối cảnh thị trường bán lẻ đang thay đổi mạnh mẽ dưới tác động của quá trình đô thị hóa, sự phát triển của các loại hình bán lẻ hiện đại và xu hướng tiêu dùng mới. Kết quả phân tích cho thấy, sự hài lòng của người tiêu dùng chịu tác động bởi bốn nhân tố gồm khả năng đáp ứng, năng lực phục vụ, sự hữu hình và tính tin cậy, trong khi nhân tố sự đồng cảm không có ý nghĩa thống kê. Trong đó, mức độ hài lòng của người tiêu dùng phụ thuộc chủ yếu vào khả năng phục vụ kịp thời, chất lượng tương tác trong quá trình mua bán và điều kiện vật chất tại chợ.
Từ góc độ thực tiễn, bài viết gợi ý đề xuất việc phát triển chợ truyền thống Hà Nội cần tập trung vào hai định hướng chính. Thứ nhất, tiếp tục cải thiện các yếu tố còn hạn chế như kiểm soát chất lượng hàng hóa, bảo đảm an toàn thực phẩm và minh bạch thông tin nhằm nâng cao độ tin cậy. Thứ hai, cần tiếp tục nâng cấp cơ sở vật chất, hạ tầng và chuẩn hóa chất lượng dịch vụ để đáp ứng tốt hơn yêu cầu của người tiêu dùng trong bối cảnh cạnh tranh ngày càng gia tăng. Bài viết mới chỉ khảo sát tập trung nhiều tại khu vực đô thị Hà Nội nên chưa phản ánh đầy đủ thực trạng của hệ thống chợ truyền thống và khách hàng tại các chợ truyền thống thuộc khu vực nông thôn, do đó sẽ là những hướng nghiên cứu tiếp theo về tiềm năng trong tương lai nhằm làm rõ hơn hành vi và mức độ hài lòng của người tiêu dùng trong bối cảnh mới.
Tài liệu tham khảo:
Davis, F. D. (1989). Perceived usefulness, perceived ease of use, and user acceptance of information technology. MIS Quarterly, 13(3), 319-340.
Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2010). Multivariate data analysis (7th ed.). Pearson.
Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008). Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS. Nxb Thống kê.
Kano, N., Seraku, N., Takahashi, F., & Tsuji, S. (1984). Attractive quality and must-be quality. Journal of the Japanese Society for Quality Control, 14(2), 39-48.
Kotler, P., & Keller, K. L. (2006). Marketing management (12th ed.). Pearson.
Nguyễn Văn Bình. (2019). Phát triển hệ thống chợ truyền thống trong bối cảnh hội nhập. Nxb Công Thương.
Nguyễn Đình Thọ. (2011). Phương pháp nghiên cứu khoa học trong kinh doanh. Nxb Lao động – Xã hội.
