Nghiên cứu mô hình sự trung thành thương hiệu của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường long trị tỉnh Hậu Giang

Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 97 – 103 Part B: Political Sciences, Economics and Law 97 NGHIÊN CỨU MÔ HÌNH SỰ TRUNG THÀNH THƯƠNG HIỆU CỦA NGƯỜI TIÊU DÙNG ĐỐI VỚI SẢN PHẨM QUÝT ĐƯỜNG LONG TRỊ TỈNH HẬU GIANG Nguyễn Hoàng Khởi1, Mai Văn Nam1 1Trường Đại học Cần Thơ Thông tin chung: Ngày nhận bài: 06/03/2015 Ngày nhận kết quả bình duyệt: 22/06/2015 Ngày chấp nhận đăng: 06/2016 Title: Reseach the model of consumers’ brand loyalty to the Long Tri tangerin of Hau Giang province Từ khóa: Quýt đường Long Trị, thương hiệu, sự trung thành Keywords: Long Tri swett tangerines, brand, loyalty ABSTRACT After having surveyed 215 consumers based in Can Tho city and Hau Giang province that chose to buy a random sample of Long Tri sweet tangerines at their convenience, the researcher applied the multivariate regression analysis in treating the collected data and verifying the hypotheses about the factors influencing consumer loyalty towards this brandname. The result of the research was a regression model with four main factors: quality as the greatest influence (0.32); price (0.26); information (0.23); and safety (0.21) respectively. These factors and values could serve as a reference to increasing the level of consumer satisfaction about Long Tri sweet tangerines. To this end, the paper suggested possible ways of achieving this commercial goal. TÓM TẮT Thông qua nghiên cứu 215 người tiêu dùng trên địa bàn Cần Thơ và Hậu Giang đã mua sản phẩm quýt đường Long Trị bằng phương pháp chọn mẫu ngẫu nhiên và thuận tiện, tác giả sử dụng phương pháp hồi quy đa biến và kiểm định các giả thiết của mô hình hồi quy về các yếu tố liên quan đến sự trung thành thương hiệu của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường Long Trị. Tác giả đã đưa ra được mô hình hồi quy đa biến về sự trung thành của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường Long Trị bao gồm bốn yếu tố chính: yếu tố đầu tiên là yếu tố chất lượng, đây là yếu tố ảnh hưởng lớn nhất đến sự trung thành (0,32); tiếp theo là yếu tố giá (0,26); yếu tố thứ ba là yếu tố thông tin (0,23); yếu tố cuối cùng là an toàn (0,21). Các yếu tố và các giá trị này có ý nghĩa tham khảo để gia tăng sự hài lòng của người tiêu dùng với thương hiệu quýt đường Long Trị tỉnh Hậu Giang. Qua nghiên cứu tác giả cũng đưa ra một vài khuyến nghị nhằm nâng cao sự hài lòng của người tiêu dùng đối với thương hiệu quýt đường Long Trị. 1. GIỚI THIỆU Quýt đường Long Trị là một trong những đặc sản chủ lực của tỉnh Hậu Giang được ưa chuộng bởi vị ngọt thơm ngon, màu sắc hấp dẫn, và có giá trị dinh dưỡng cao. Ngoài nhu cầu tiêu thụ ngày càng tăng ở thị trường các tỉnh Đồng bằng sông Cửu Long thì quýt đường Long Trị còn là mặt hàng được ưa chuộng tại các tỉnh miền Đông Nam Bộ. Trong thực tế, dù quýt đường Long Trị tỉnh Hậu Giang đã có thương hiệu, được đăng ký nhãn hiệu và được cấp bảo hộ chỉ dẫn địa lý nhưng người tiêu dùng vẫn chưa nhận biết được sản phẩm quýt Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 97 – 103 Part B: Political Sciences, Economics and Law 98 đường Long Trị, mà chỉ biết được loại trái cây họ mua là quýt hay quýt đường. Vì thế, vấn đề được đặt ra là cần có sự quan tâm của các nhà khoa học, các cơ quan hoạch định chính sách của tỉnh Hậu Giang và đặc biệt là những tác nhân trong kênh phân phối sản phẩm quýt đường Long Trị để xây dựng và phát triển thương hiệu cũng như đánh giá sự trung thành của người tiêu dùng đối với thương hiệu quýt đường Long Trị so với các loại quýt khác trên thị trường. Mục tiêu của bài nghiên cứu là tìm ra các yếu tố tác động đến sự trung thành thương hiệu của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường Long Trị, một vấn đề ảnh hưởng lớn đến việc xây dựng và phát triển thương hiệu quýt đường Long Trị tỉnh Hậu Giang hiện nay. 2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1 Cơ sở lý thuyết Theo Dick và Basu (1994) cho rằng, một người tiêu dùng được xem là thực sự trung thành khi họ có thái độ tích cực đối với thương hiệu và mua thương hiệu một cách ổn định. Theo Amine, A (1998) định nghĩa trung thành thương hiệu là hành vi mua một thương hiệu nhất định lặp đi lặp lại trong một khoảng thời gian dài. Theo Oliver (1999) định nghĩa trung thành thương hiệu là sự cam kết mua lặp lại ổn định một sản phẩm ưa thích trong tương lai. Theo Bill Moran giá trị thương hiệu trái cây được xác định là tích của ba yếu tố: thị phần, giá tương đối và sự quay lại của khách hàng (sự trung thành). Mỗi yếu tố này là một mặt của một thương hiệu trái cây mạnh. Mặt khác, có một sự đánh đổi giữa các yếu tố này. Ví dụ giá trái cây tăng quá cao có thể làm giảm sự mong muốn mua thêm lần nữa do đó dẫn đến việc giảm thị phần trái cây đó trên thị trường. Qua các định nghĩa nêu trên thì có thể rút ra rằng trung thành thương hiệu không chỉ là việc đơn thuần mua sản phẩm đó mà là sự mua lại, hoặc ít nhất là được người tiêu dùng nói tốt về thương hiệu đó để khuyến khích người khác sử dụng. Do đó, mục tiêu của bài nghiên cứu là tìm ra các yếu tố tác động đến sự trung thành của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường Long Trị nhằm góp phần tránh tình trạng rớt giá khi vào vụ vì nguyên nhân người tiêu dùng không trung thành. 2.2 Mô hình nghiên cứu Mô hình đánh giá mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến sự trung thành của khách hàng có dạng như sau: Y=f(Xi), với Y là biến phụ thuộc ; Xi là các biến độc lập (i= 1, 2, n) Bảng 1. Diễn giải các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu Biến số (Xi) Diễn giải CHATLUONG Chất lượng của quýt, được đo bằng mức độ hài lòng thông qua điểm số từ 1 đến 5 điểm, với 1 là rất không hài lòng và 5 là rất hài lòng. ANTOAN Tính an toàn khi dùng quýt, được đo bằng mức độ hài lòng thông qua điểm số từ 1 đến 5 điểm, với 1 là rất không hài lòng và 5 là rất hài lòng. GIA Giá của quýt, được đo bằng mức độ hài lòng thông qua điểm số từ 1 đến 5 điểm, với 1 là rất không hài lòng và 5 là rất hài lòng. THUANTIEN Tính thuận tiện khi mua quýt, được đo bằng mức độ hài lòng của khách hàng thông qua điểm số từ 1 đến 5 điểm, với 1 là rất không hài lòng và 5 là rất hài lòng. Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 97 – 103 Part B: Political Sciences, Economics and Law 99 Biến số (Xi) Diễn giải THONGTIN Thông tin là biến giả, nhận giá trị 1 nếu có tiếp nhận được thông tin qua các kênh truyền thông, nhận giá trị 0 nếu không tiếp nhận được thông tin. Biến phụ thuộc (Y) trong mô hình là biến SUTRUNGTHANH, SUTRUNGTHANH được đo bằng các thang điểm từ 1 đến 5, với 1 là chắc chắn không mua lại,, 5 là chắc chắn sẽ mua lại. Nghiên cứu này sử dụng mô hình hồi quy đa biến vì kỳ vọng rằng mức độ hài lòng của các yếu tố giá cả, chất lượng, sự an toàn, tính thuận tiện và thông tin càng cao thì khả năng mua lại càng lớn, điều này cũng phù hợp với thực tế. Mô hình hồi quy tuyến tính có dạng như sau: SUTRUNGTHANH = β0 + β1GIA + β2CHATLUONG + β3ANTOAN + β4THUANTIEN + β5THONGTIN β0: là hằng số; β1, β2, β3, β4, β5: là các tham số thể hiện mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc. Dự báo dấu của các tham số β: Tham số β1 kỳ vọng mang dấu dương (β1>0), vì khi mức độ hài lòng về giá càng cao thì SUTRUNGTHANH càng lớn. Tham số β2 kỳ vọng mang dấu dương (β2>0), vì khi mức độ hài lòng về chất lượng càng cao, càng được đảm bảo thì SUTRUNGTHANH càng lớn. Tham số β3 kỳ vọng mang dấu dương (β3>0), vì khi mức độ hài lòng về tính an toàn của sản phẩm càng cao thì SUTRUNGTHANH càng lớn. Tham số β4 kỳ vọng mang dấu dương (β4>0), vì khi mức độ hài lòng về sự thuận tiện càng cao thì SUTRUNGTHANH càng lớn. Tham số β5 kỳ vọng mang dấu dương (β5>0), vì khi người tiêu dùng tiếp cận được với các thông tin thì SUTRUNGTHANH sẽ lớn hơn. 2.3 Phương pháp phân tích Tác giả sử dụng phương pháp thống kê mô tả với các chỉ tiêu như số trung bình, tần suất, tỷ lệ,... để phản ánh thực trạng sự trung thành của người tiêu dùng. Song song đó, mô hình hồi quy tuyến tính đa biến được sử dụng để ước lượng mức độ tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc; đồng thời sử dụng phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất để ước lượng mô hình hồi quy trên. 2.4 Dữ liệu nghiên cứu Để đảm tính khoa học, tính đại diện của số liệu sơ cấp, nhóm nghiên cứu sử dụng phương pháp chọn mẫu phân tầng kết hợp với chọn mẫu thuận tiện để tiến hành khảo sát. Tiêu chí phân tầng theo địa bàn nghiên cứu. Đối với các quan sát tại địa bàn Cần Thơ do số lượng quýt đường bán ra không dồi dào như Hậu Giang nên nhóm nghiên cứu chọn phương pháp chọn mẫu thuận tiện. Đối với các quan sát tại Hậu Giang, nhóm tác giả tiến hành thu thập số liệu qua các bước sau: (1) Lập danh sách các điểm bán quýt trên địa bàn nghiên cứu, (2) Phân chia các điểm nghiên cứu theo địa bàn cấp huyện, (3) Tiến hành phỏng vấn người tiêu dùng mua quýt tại các điểm đã lập danh sách phân chia, cứ 2 người tiêu dùng mua quýt sẽ phỏng vấn 1 người. Đối tượng phỏng vấn là người tiêu dùng có sử dụng quýt đường Long Trị với cỡ được chọn mẫu là 215. Cụ thể: 155 quan sát ở Hậu Giang, 60 quan sát ở Cần Thơ. Thời gian triển khai cuộc điều tra từ tháng 06/2014 đến tháng 12/2014. 3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 3.1 Kiểm định các giả thiết Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 97 – 103 Part B: Political Sciences, Economics and Law 100 *Kiểm định t-statistic Bảng 2. Kiểm định t Biến số t-statistic t-bảng =0,5% Kết luận GIA 4,242 2,204 Bác bỏ giả thiết H0 CHATLUONG 5,026 2,204 Bác bỏ giả thiết H0 ANTOAN 3,021 2,204 Bác bỏ giả thiết H0 THUANTIEN 1,632 2,204 Chấp nhận giả thiết H0 THONGTIN 3,122 2,204 Bác bỏ giả thiết H0 Qua bảng trên ta thấy : Giá trị t-statistic của tất cả các biến số đều có ý nghĩa về mặt thống kê, ngoại trừ biến số THUANTIEN. Vì có ít nhất một giá trị t-statistic > t-bảng (ở mức ý nghĩa 5%), nên chúng tôi bác bỏ giả thiết H0: β1 = β2 = β3 = β4 = β5 =0 *Kiểm định F-Statistic Giả thiết: H0: β1 = β2 = β3 = β 4 = β 5 = 0 H1: Có ít nhất 1 βi khác 0. Tức là mô hình tồn tại. F-statistic = 21,92 k = 5 (k là số biến độc lập trong mô hình) df2 = N-k = 215 -5 = 210 (N là số biến quan sát) Fbảng, 5, 210 ~ 5,35 (mức ý nghĩa = 5%) Như vậy, F-Statistic > F-bảng, 5, 210. Bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận giả thiết H1, tức là mô hình tồn tại. 3.2 Kiểm định các vi phạm giả thiết của mô hình * Hiện tượng đa cộng tuyến Hiện tượng đa cộng tuyến là hiện tượng có ít nhất một biến độc lập là tổ hợp tuyến tính của các biến còn lại. Ảnh hưởng của hiện tượng đa cộng tuyến: - Các ước lượng βi là không xác định được. - Các ước lượng của độ lệch chuẩn là không xác định. - Phương sai và sai số chuẩn lớn sẽ dẫn đến khoảng tin cậy lớn hơn so với thực tế. Để tiến hành kiểm chứng hiện tượng đa cộng tuyến của mô hình, nghiên cứu tiến hành ước lượng các mô hình hồi quy riêng lẻ để xem xét các hệ số tương quan cặp giữa các biến độc lập. Các mô hình hồi quy: (1) GIA = a0 + a1CHATLUONG + a2ANTOAN + a3THUANTIEN + a4THONGTIN (2) CHATLUONG = b0 + b1ANTOAN + b2THUANTIEN +b3THONGTIN (3) ANTOAN = c0 + c1THUANTIEN + c2THONGTIN Kết quả ước lượng của 3 mô hình trên như sau: Bảng 3. Kết quả ước lượng mô hình Mô hình R2mô hình bổ sung R2mô hình gốc Kết luận Mô hình (1) 0,15 0,72 Không có hiện tượng đa cộng tuyến Mô hình (2) 0,16 0,72 Không có hiện tượng đa cộng tuyến Mô hình (3) 0,12 0,72 Không có hiện tượng đa cộng tuyến Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 97 – 103 Part B: Political Sciences, Economics and Law 101 Hệ số tương quan cặp giữa các biến độc lập như sau: Bảng 4. Hệ số tương quan cặp giữa các biến độc lập ANTOAN CHATLUONG GIA THUANTIEN THONGTIN ANTOAN 1 0,326 -0,021 0,224 0,232 CHATLUONG 1 -0,006 -0,026 0,181 GIA 1 0,361 -0,094 THUANTIEN 1 -0,106 THONGTIN 1 Qua kết quả kiểm định ở Bảng 4 thì giá trị của các hệ số tương quan cặp không cao, hệ số R2 của các mô hình hồi quy bổ sung nhỏ hơn hệ số R2 của mô hình hồi quy gốc, do đó bác bỏ hiện tượng đa cộng tuyến của mô hình. * Phương sai không đồng đều Hiện tượng phương sai không đồng đều là hiện tượng mà các phương sai của đường hồi quy của tổng thể ứng với các giá trị của các biến độc lập là khác nhau, tức là phương sai không phải là một hằng số. Để kiểm định hiện tương phương sai không đồng đều, nghiên cứu dùng kiểm định White Test. Mô hình hồi quy nhân tạo được ước lượng để kiểm định White Test như sau: δt2 = α1 + α2GIAt + α3GIA2t + α4GIAt*CHATLUONGt*ANTOANt*THUANTIENt +α5GIAt*CHATLUONGt*ANTOANt + α6GIAt*CHATLUONGt + α7GIAt*ANTOANt +α8CHATLUONGt+ α9CHATLUONG2t + α10CHATLUONGt*ANTOANt*THUANTIENt +α11CHATLUONGt*ANTOANt + α12CHATLUONGt*THUANTIENt + α13ANTOANt +α14ANTOAN2t+ α15ANTOANt*THUANTIENt + α16THUANTIENt + α17THUANTIEN2t +α18THONGTINt Hệ số xác định của mô hình hàm hồi quy nhân tạo: R2acti = 0,04. Hệ số White test: Wstat = N. R2acti = 215*0,04 = 8,60 γ2df=k = γ217 = 28,062 (k = 17 là số biến độc lập của mô hình hồi quy nhân tạo) W-stat < γ20,05; 17: Chấp nhận giả thiết H0: γ1 = γ2 = γ3 = γ4 = γ5 = γ6 = γ7 = γ8 = γ9 = γ10 = γ11 = γ12 =0. Tức là mô hình hồi quy nhân tạo không tồn tại hay nói cách khác không có hiện tượng phương sai không đồng đều trong mô hình nghiên cứu. 3.3 Kết quả ước lượng của mô hình SUTRUNGTHANH = -0,58 + 0,26 GIA + 0,32 CHATLUONG + 0,21 ANTOAN -0,04THUANTIEN + 0,23 THONGTIN Giá trị R2 = 0,72, tức là mức độ giải thích của mô hình so với thực tế đạt độ tin cậy 72%, còn 28% là các yếu tố khác không nghiên cứu trong mô hình. Với kết quả ước lượng trên, giả sử khi tất cả các biến độc lập đều đạt giá trị là 1 (rất không hài lòng) thì SUTRUNGTHANH đạt trị số là 0,4. Điều này phù hợp với thực tế khi các yếu tố giá, chất lượng, tính an toàn, sự thuận tiện và thông tin được người tiêu dùng đánh giá ở mức rất không hài lòng thì sự hài lòng của người tiêu dùng sẽ ở mức rất thấp, sự hài lòng chưa đạt trị số 1 là do ảnh hưởng bởi hằng số β0 mang dấu âm và các yếu tố khác chưa nghiên cứu trong mô hình. Hay khi tất cả các biến độc lập đều đạt giá trị 5 (rất hài lòng) thì SUTRUNGTHANH chỉ đạt trị số là 4,32 (hài lòng ở mức khá), chưa đạt trị số 5 là cũng do ảnh hưởng bởi hằng số β0 mang dấu âm và các Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 97 – 103 Part B: Political Sciences, Economics and Law 102 yếu tố khác chưa nghiên cứu trong mô hình. Các yếu tố đưa vào mô hình có mức độ giải thích của mô hình so với thực tế đạt độ tin cậy 72%, do đó các yếu tố chưa đưa vào mô hình nghiên cứu không ảnh hưởng lớn đến kết quả ước lượng mô hình. β1 = 0,26; sai số chuẩn là 0,07; xác suất bác bỏ sự tồn tại của biến độc lập này là 0,05%. Kết quả dấu của tham số β1 đúng như dự báo, giữa mức độ hài lòng về giá và SUTRUNGTHANH có quan hệ đồng biến, khi mức độ hài lòng về giá tăng lên 0,26 điểm thì SUTRUNGTHANH tăng lên 1 cấp độ. β2 = 0,32; sai số chuẩn là 0,07; xác suất bác bỏ sự tồn tại của biến độc lập này là 0%. Dấu của tham số β2 đúng như dự báo, giữa mức độ hài lòng về chất lượng và SUTRUNGTHANH có quan hệ đồng biến, khi mức độ hài lòng về chất lượng tăng lên 0,32 điểm thì SUTRUNGTHANH tăng lên tương ứng 1 cấp độ. β3 = 0,21; sai số chuẩn là 0,06; xác suất bác bỏ sự tồn tại của biến độc lập này là 0,1%. Dấu của tham số β3 đúng như dự báo, giữa mức độ hài lòng về tính an toàn và SUTRUNGTHANH có quan hệ đồng biến, khi mức độ hài lòng về tính an toàn tăng lên 0,21 điểm thì SUTRUNGTHANH tăng lên 1 cấp độ. β4 = -0,04; sai số chuẩn là 0,04; xác suất bác bỏ sự tồn tại của biến độc lập này là 0,19%. Kết quả dấu của tham số β4 không đúng như dự báo, giữa mức độ hài lòng về sự thuận tiện và SUTRUNGTHANH có quan hệ nghịch biến, tuy nhiên yếu tố này sẽ không ảnh hưởng lớn đến SUTRUNGTHANH. Thực tế điều tra cho thấy, tại các điểm bán quýt đường thuận tiện như xe đẩy, sạp trái cây ở chợ, nông hộ trồng quýt tự bán đa số đều là quýt loại 3 hoặc quýt dạt được bán với giá tương đối rẻ cho người tiêu dùng. Còn các loại quýt đường ngon như quýt loại 1, loại 2 thì đa số được bán ở những nơi người tiêu dùng ít đến mua quýt như siêu thị, các cửa hàng trái cây lớn, hoặc ở các vựa địa phương để bán lại cho các vựa ở Thành phố Hồ Chí Minh. β5 = 0,23; sai số chuẩn là 0,45; xác suất bác bỏ sự tồn tại của biến độc lập này là 0,25%. Dấu của tham số β5 đúng như dự báo, khi người tiêu dùng tiếp cận được các thông tin về sản phẩm thông qua các kênh truyền thông thì SUTRUNGTHANH của họ sẽ tăng lên. Kết quả nghiên cứu cũng tương đối giống với kết quả nghiên cứu của tác giả Trần Đình Lý và Hoàng Hữu Hòa (2012) nghiên cứu về sự trung thành của khách hàng đối với sản phẩm xoài cát Hòa Lộc - Cái Bè - Tiền Giang. Biến phụ thuộc KNML (khả năng mua lại) của nghiên cứu Trần Đình Lý, Hoàng Hữu Hòa đồng biến với biến độc lập GIA, CHAT LUONG, AN TOAN, THONG TIN và nghịch biến với biến độc lập THUANTIEN. Do đó, kết quả ước lượng của mô hình có độ tin cậy cao. 4. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ Các yếu tố tác động đến sự trung thành thương hiệu của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường Long Trị là chất lượng, giá, an toàn, thuận tiện, và thông tin. Theo phương trình hồi quy đa biến về SUTRUNGTHANH của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường Long Trị, trong 4 yếu tố ảnh hưởng đến sự trung thành của người tiêu dùng thì yếu tố hài lòng về chất lượng có hệ số tương quan ảnh hưởng lớn nhất (với hệ số ảnh hưởng là 0,32), tiếp theo là sự hài lòng về giá (hệ số ảnh hưởng là 0,26); vì vậy, khi có hài lòng về chất lượng, giá và cuối cùng là yếu tố an toàn (0,21) thì khách hàng sẽ có SUTRUNGTHANH cao hơn. Đây là con số có ý nghĩa đối với việc tham khảo cho giải pháp gia tăng sự trung thành của khách hàng đối với thương hiệu quýt đường Long Trị tỉnh Hậu Giang. Nhằm giúp nâng cao mức độ trung thành của người tiêu dùng đối với sản phẩm quýt đường Long Trị tỉnh Hậu Giang, tác giả đưa ra một số khuyến nghị sau: (i) chất lượng luôn là yếu tố then chốt và quyết định nhất trong việc nâng cao sự trung thành của người tiêu dùng đối với thương hiệu quýt đường Long Trị, do đó cần phải nâng cao chất lượng trái quýt đường Long Trị. (ii) Ngoài ra, cần phải nghiên Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 97 – 103 Part B: Political Sciences, Economics and Law 103 cứu xây dựng kênh phân phối quýt đường Long Trị, vì qua kết quả nghiên cứu yếu tố giá chiếm mức độ quan trọng thứ 2 đối với sự trung thành của người tiêu dùng, mặc dù với giá mua tại vườn dao động từ 18.000 đến 25.000 đồng/kg nhưng trong quá trình tiêu thụ, người tiêu dùng phải trả mức giá dao động từ 40.000 đến 60.000 đồng/kg. TÀI LIỆU THAM KHẢO 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, 81-93. Chen, A.C. (2001). Using free association to examine the relationship between the characteristics of brand associations and brand equity. Journal of Product & Brand Management, 10, 439-449. Cronin, J.J., & Taylor, S.A. (1992). Measuring Service Quality: A Reexamination and Extension. Journal of Marketing, 56(3), 55-68. Dick, A., & Basu, K. (1994). Customer Loyalty: Toward an Integrated Conceptual Framework. Journal of the Academy of Marketing Science, 22(2), 99-113. Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc. (2008). Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS. Nhà xuất bản Hồng Đức. Kabiraj, S., & Shanmugan, J. (2011). Development of a conceptual framework for brand loyalty: A Euro Mediterranean perspective. Journal of Brand Management, 18, 285 – 299. Keller, K. L. (1998). Strategic Brand Management: Building, Measuring and Managing Brand Equity. Prentice-Hall, Englewood Cliffs, NJ. Oliver, L. (1993). Cognitive, affective, and attribute bases of the satisfaction response. Journal of Consumer Research, 20(3), 418- 430. Oliver, R.L. (1999). When consumer loyalty. Journal of Marketing, 63(4), 33-44. Trần Đình Lý, & Hoàng Hữu Hòa. (2012). Mô hình sự trung thành của khách hàng đối với thương hiệu xoài cát Hòa Lộc-Cái Bè-Tiền Giang. Tạp chí khoa học Đại học Huế, 3, 181- 187. Yang, Z. & Peterson, R. (2004). Customer Perceived Value, Satisfaction, and Loyaty: The Role of Switching Costs. Psychology and Marketing, 20, 799-822. Zeithaml, V.A. (1988). Consumer perceptions of price, quality, and value: a means-end model and synthesis of evidence. Journal of Marketing, 52, 2-22. Zhou, K., & Su, C. (2002). A paradox of pricequality and market efficiency: a comparative study of the USA and China markets. International Journal of Research in Marketing, 19, 349-365.