Tác động của âm nhạc lên hành vi người tiêu dùng

Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 40 – 51

Part B: Political Sciences, Economics and Law

TÁC ĐỘNG CỦA ÂM NHẠC LÊN HÀNH VI NGƯỜI TIÊU DÙNG
Nguyễn Thị Minh Hải
Trường Đại học An Giang
Thông tin chung:
Ngày nhận bài: 10/05/2016
Ngày nhận kết quả bình duyệt:
04/06/2016
Ngày chấp nhận đăng: 06/2016
Title:
The impact of music on
consumers’ behaviour
Từ khóa:
Âm nhạc, hành vi, người tiêu
dùng, cảm xúc
Keywords:
Music, behauviour, consumer,
mood

ABSTRACT
The study aimed to assess and test the influence of music on consumer behavior
model. This study was employed the quantitative research method to assess, and
test the scale, and the research model. The sample size was 366, and the quota
sampling was applied by equaling observations for each age group 22 – 35, 36
– 45, 46 - 60. In the structural model test, the findings showed music affects
positively on the pleasure, the pleasure affects positively on approach behavior.
Bootstrap test confirmed that the estimates in the model were significantly
reliable. Although, there were no difference about model level among three age

groups (22 – 35, 36 – 45, 46 – 60), path estimates differed.

TÓM TẮT
Nghiên cứu này được thực hiện nhằm đánh giá và kiểm định mô hình tác động
của âm nhạc lên hành vi người tiêu dùng. Nghiên cứu sử dụng phương pháp
nghiên cứu định lượng để đánh giá, kiểm định các thang đo lường và mô hình
nghiên cứu. Cỡ mẫu của nghiên cứu này là 366 và sử dụng phương pháp chọn
mẫu hạn mức đều nhau theo 3 nhóm tuổi 22 - 35, 36 – 45, 46 - 60. Kết quả kiểm
định mô hình bằng phân tích cấu trúc tuyến tính (SEM) cho thấy âm nhạc tác
động lên niềm vui thích và sau đó niềm vui thích tác động dương lên hành vi hồi
đáp. Kết quả phân tích bootstrap khẳng định các ước lượng trong mô hình đáng
tin cậy. Mô hình giống nhau cho 3 nhóm tuổi nhưng khác nhau về mức độ tác
động trong đường path.

mái, niềm vui thích) trong tiêu dùng (Kellaris &
Kent, 1994), cũng như nghiên cứu sự tác động của
âm nhạc đến nhận thức của người tiêu dùng về
chất lượng dịch vụ và chất lượng hàng hóa
(Sweeney Wyber, 2002). Ngoài ra, Caldwell và
Hibbert (2002) cho thấy rằng sở thích âm nhạc tác
động đến thời gian thực sự ăn uống ở nhà hàng
nhiều hơn là nhịp độ âm nhạc, mà thời gian lưu lại
ở nhà hàng lâu đồng nghĩa với việc sẽ tiêu tiền
nhiều hơn ở nhà hàng. Còn Srinivasan và
Mukherjee (2012) chứng minh một lần nữa âm
nhạc làm cho khách hàng lưu lại các cửa hàng lâu
hơn, khách hàng cảm thấy thoải mái và chi tiêu

1. GIỚI THIỆU
Âm nhạc đóng một vai trò quan trọng trong cuộc

sống của con người. Âm nhạc không chỉ mang lại
lợi ích tinh thần mà còn mang lại lợi ích sức khỏe
rất lớn trong đời sống hàng ngày. Theo Lê Đức
Nga (2000), âm nhạc khiến cho con người sung
sướng, khiến cuộc đời luôn tràn đầy niềm vui của
lao động sáng tạo.
Đã có nhiều công trình nghiên cứu trên thế giới
chứng minh âm nhạc có ảnh hưởng đến hành vi
của người tiêu dùng, đặc biệt là hành vi người đi
mua hàng (Milliman,1982), hay cảm xúc (sự thoải

40


Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 40 – 51

Part B: Political Sciences, Economics and Law

nhiều hơn cho việc mua sắm của mình. Tác động
của âm nhạc còn được mở rộng sang lĩnh vực
marketing thể thao, (Ballouli & Bennet, 2014) đã
cho thấy sự phù hợp của âm nhạc (nhạc hiệu) sẽ
tác động tích cực lên sự đánh giá môi trường của
cửa hàng, hài lòng với trải nghiệm mua sắm, và
thái độ đối với thương hiệu.

hay các yếu tố diễn tả âm nhạc bao gồm giai điệu,
hòa âm, tiết tấu - tiết luật, nhịp độ, âm sắc - âm
khu, cường độ, cách tạo bè (Nguyễn Thị Nhung,
1997; Lê Đức Nga, 2000; Vũ Minh Vỹ, 2008).

Âm nhạc được chia thành nhiều thể loại tùy theo
chức năng, đối tượng, xuất xứ, phân bố địa lý, lịch
sử, những đặc trưng về kỹ thuật…. Một cách tổng
quát, âm nhạc gồm âm nhạc có lời (tức thanh
nhạc) và âm nhạc không lời (tức khí nhạc)
(Nguyễn Minh Toàn và cs., 1995) hoặc nhạc cổ
điển và nhạc đương đại.
Khi nghiên cứu tác động của âm nhạc lên hành vi
tiêu dùng, bên cạnh một số nghiên cứu về nhạc
nền nói chung (Srinivasan & Mukherjee, 2012;
Chebat & Cs., 2001), thì có những nghiên cứu chỉ
tập trung vào một hoặc một vài thành phần của
âm nhạc như Millian (1982), Caldwell và Hibbert
(1999), Sweeney và Wyber (2002) nghiên cứu về
nhịp độ của nhạc nền trong siêu thị và cửa hàng
bán lẻ, hay âm nhạc là một thành phần của môi
trường cửa hàng bên cạnh thiết kế cửa hàng, ánh
sáng, và nhân viên (Mohan, Sivakumaran, &
Sharma, 2013). Ngoài ra, thể loại âm nhạc cũng
được các nhà nghiên cứu tiến hành thực nghiệm
để đánh giá sự tác động của nó lên hành vi tiêu
dùng. Một số thể loại nhạc được nghiên cứu là
nhạc thương hiệu ứng dụng trong marketing thể
thao (Ballouli & Bennett, 2014), nhạc dùng trong
quảng cáo (Gorn, 1982), nhạc pop và nhạc cổ điển
(Kellaris & Kent, 1994; Sweeney & Wyber,
2002), chương trình âm nhạc trên tivi tác động lên
hành vi người tiêu dùng (Kalyoncu, 2011).

Từ các nghiên cứu trên cho thấy âm nhạc có tác

động rất tích cực lên hành vi của người tiêu dùng.
Tuy nhiên, các nghiên cứu trên được thực hiện tại
các nước có nền kinh tế và văn hóa tiêu dùng phát
triển. Ngoài ra hành vi cảm thụ âm nhạc của các
nước khác nhau nên có thể sẽ tác động khác nhau
lên hành vi của người tiêu dùng. Chính vì những
lý do trên nên hình thành đề tài “Khảo sát tác
động của âm nhạc lên hành vi người tiêu dùng ở
Long Xuyên, tỉnh An Giang” để xem xét âm nhạc
có tác động lên hành vi người tiêu dùng tại An
Giang không, và nếu có thì mức độ tác động như
thế nào.
Mục tiêu của nghiên cứu này là (1) đánh giá tác
động của âm nhạc lên cảm xúc (niềm vui thích, sự
phấn khích) của người tiêu dùng, (2) đánh giá tác
động của các nhân tố niềm vui thích và sự phấn
khích lên hành vi của người tiêu dùng, (3) kiểm
định mô hình tác động của âm nhạc lên hành vi
người tiêu dùng, (4) kiểm định sự khác biệt theo
nhóm tuổi của mô hình tác động của âm nhạc lên
hành vi người tiêu dùng. Kết quả nghiên cứu có
thể giúp các nhà quản trị trong lĩnh vực bán lẻ
nhận thức sự quan trọng của âm nhạc trong quá
trình bán hàng và có thể ứng dụng âm nhạc để
kích thích mua sắm, đồng thời nghiên cứu cũng
đóng góp về kiến thức hành vi tiêu dùng cho các
nhà nghiên cứu.

Có rất nhiều yếu tố diễn tả âm nhạc được liệt kê ở
trên cũng như sự đa dạng của các thể loại âm nhạc

như nhạc cổ điển hay nhạc đương đại; nhạc có lời
hay nhạc không lời…Âm nhạc trong nghiên cứu
này bao gồm tất cả các yếu tố diễn tả âm nhạc và
tất cả các thể loại âm nhạc của nó (bao gồm nhạc
có lời hay không lời, nhạc cổ điển hay đương
đại,…). Ngoài ra, do hình thức đặc thù của các
siêu thị ở Việt Nam, âm nhạc có thể được kết hợp
xen kẽ với hình thức thông báo và quảng cáo sản
phẩm, đôi khi kết hợp cả thông tin cuộc sống, nên

2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT – PHƯƠNG PHÁP
NGHIÊN CỨU
2.1 Cơ sở lý thuyết và mô hình nghiên cứu
Âm nhạc
“Ngôn ngữ âm nhạc” bao gồm những thành phần
biểu hiện chỉ có trong nghệ thuật âm nhạc (Lê
Đức Nga, 2000). Các thành phần của âm nhạc
41


Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 40 – 51

Part B: Political Sciences, Economics and Law

âm nhạc còn được bao gồm cả các thành phần
này.

người tiêu dùng. Vì vậy, đánh giá tác động của âm
nhạc lên cảm xúc của người tiêu dùng trong
nghiên cứu này được thực hiện thông qua tác

động của âm nhạc lên niềm vui thích và sự phấn
khích.
Hành vi người tiêu dùng

Tác động của âm nhạc lên phản ứng cảm xúc
Mô hình được sử dụng phổ biến trong các nghiên
cứu thực nghiệm về tác động của môi trường
được bắt nguồn từ mô hình SOR (Tác nhân môi
trường – Tổ chức – Phản hồi) của Mehrabian và
Russell (1974). Mô hình SOR của Mehrabian và
Russell phát biểu rằng những tác nhân kích thích
thuộc môi trường sẽ ảnh hưởng lên trạng thái cảm
xúc và từ trạng thái cảm xúc này sẽ ảnh hưởng lên
hành vi con người trong môi trường đó. Các tác
nhân kích thích thuộc môi trường bao gồm không
khí (nhiệt độ, chất lượng không khí, âm nhạc,
tiếng ồn, mùi thơm….), không gian (thiết kế,
trang thiết bị, nội thất…), và ký hiệu, biểu tượng
(sử dụng biểu tượng, đồ tạo tác, phong cách trang
trí…). Trạng thái cảm xúc gồm niềm vui thích, sự
phấn khích, và sự khống chế (PAD). Hành vi hồi
đáp gồm hành vi né tránh hay tiếp cận.
Trong khi nhiều nghiên cứu khác nhau được thực
hiện ở lĩnh vực bán lẻ xác nhận rằng đa số hành vi
của người đi mua sắm được liên kết với thang đo
niềm vui thích và sự phấn khích, thì chỉ một số ít
liên kết sự khống chế. Niềm vui thích liên quan
đến việc người tiêu dùng cảm thấy tốt, hạnh phúc
và thỏa mãn như thế nào; sự phấn khích liên quan
đến mức độ mà người tiêu dùng cảm thấy kích

động, tỉnh táo, hoặc hành động hướng về các tình
huống đã xảy ra; còn sự khống chế liên quan đến
việc cá nhân cảm giác bị chế ngự hoặc tự do để
hành động hướng về tình huống (Mehrabian &
Russell, 1974). Mô hình của Mebrabian và
Russell được Donovan và Rossiter (1982) thẩm
định lại trong môi trường bán lẻ và chứng thực
rằng nhân tố niềm vui thích và sự phấn khích là
những chỉ báo quan trọng giữa tác nhân khích
thích thuộc về môi trường và hành vi hồi đáp của

Hành vi của người tiêu dùng là kết quả của sự tác
động âm nhạc thông qua phản ứng cảm xúc. Mặc
dù hành vi người tiêu dùng bao gồm hành vi tiếp
cận và hành vi né tránh (Mehrabian &
Russell,1974), nhưng các nghiên cứu về tác động
của âm nhạc lên hành vi của người tiêu dùng cho
thấy rằng hành vi bị tác động bởi âm nhạc đa phần
là hành vi tiếp cận. Hành vi tiếp cận bao gồm
mong muốn đi vào và khám phá cửa hàng, chi tiêu
nhiều hơn dự định, giới thiệu cửa hàng cho người
khác, mua sắm tại cửa hàng lâu hơn, thích cửa
hàng, sẵn sàng chi trả, sẵn sàng liên kết với người
khác (Sweeney & Wyber, 2002), mua sắm tùy
hứng (Mohan, Sivakumaram, & Sharma, 2013).
2.2 Mô hình nghiên cứu
Mô hình đề xuất cho nghiên cứu này sẽ dựa trên
mô hình của Mehrabian và Russell (1974) và
Sweeney, Jillian A., và Wyber Fiona (2002).
Giả thuyết H1: Âm nhạc có tác động dương lên

niềm vui thích.
Giả thuyết H2: Âm nhạc có tác động dương lên sự
phấn khích.
Giả thuyết H3: Niềm vui thích có tác động dương
lên hành vi tiêu dùng.
Giả thuyết H4: Sự phấn khích có tác động dương
lên hành vi tiêu dùng.
Giả thuyết H5: Có sự khác biệt theo nhóm tuổi
của mô hình tác động của âm nhạc lên hành vi
người tiêu dùng.

42


Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 40 – 51

Âm
nhạc

H1

H2

Niềm vui thích

Sự phấn khích

Part B: Political Sciences, Economics and Law

Hành vi tiêu dùng

H3

H4

Hình 1. Mô hình nghiên cứu đề xuất

Phương pháp phân tích dữ liệu: Dữ liệu sau khi
thu thập sẽ được làm sạch và tiến hành đánh giá
độ tin cậy thang đo thông qua phân tích
Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá
(EFA), phân tích nhân tố khẳng định (CFA), phân
tích cấu trúc tuyến tính (SEM), phân tích
Bootstrap. Một số điều kiện cần quan tâm:

2.3 Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu được tiến hành thông qua hai bước:
nghiên cứu sơ bộ và nghiên cứu chính thức.
Nghiên cứu sơ bộ được thực hiện bằng phương
pháp nghiên cứu định tính với kỹ thuật phỏng vấn
sâu. Kết quả của phỏng vấn sâu sẽ dùng để bổ
sung, hiệu chỉnh thang đo cho bảng câu hỏi
nghiên cứu chính thức. Nghiên cứu chính thức
được thực hiện bằng phương pháp nghiên cứu
định lượng với kỹ thuật khảo sát trực tiếp khách
hàng sau khi họ kết thúc quá trình mua sắm và
thanh toán tại siêu thị bách hóa tổng hợp như
Co.opmart và Metro tại địa bàn thành phố Long
Xuyên.

-

-

Thang đo được sử dụng trong nghiên cứu này là
thang đo Likert 5 điểm (1 là hoàn toàn không
đồng ý đến 5 là hoàn toàn đồng ý) để đo lường tác
động của âm nhạc lên trạng thái cảm xúc rồi từ đó
cảm xúc sẽ tác động lên hành vi người tiêu dùng
thông qua 31 biến quan sát.
Cỡ mẫu là 366 vì để đảm bảo điều kiện cỡ mẫu tối
thiểu 350 nếu chọn hệ số tải nhân tố > 0,3 (Hair &
cs., 2006) và điều kiện để phân tích mô hình cấu
trúc tuyến tính đòi hỏi kích thước mẫu lớn
(Raykov & Widaman,1995).
Phương pháp chọn mẫu: định mức với thuộc tính
kiểm soát là tuổi. Đối tượng khảo sát là nữ từ 22 60 tuổi vì nữ thường là người mua sắm chính
trong gia đình đối với hàng hóa tiêu dùng, và độ
tuổi từ 22 - 60 là độ tuổi lao động nên có thu nhập
và có khả năng tự quyết định trong quá trình mua
sắm. Như vậy, 122 quan sát cho mỗi nhóm tuổi
gồm 22- 35, 36 – 45, 46 – 60.

-

43

Thang đo đạt tin cậy khi hệ số Cronbach’s
Alpha ≥ 0,6 và hệ số tương quan biến tổng ≥
0,3 (Nunally và Bernstein, 1994 trích trong

Nguyễn Đình Thọ, 2011).
Phân tích nhân tố khám phá (EFA) bằng sử
dụng phương pháp trích Principal Axis
Factoring với phép xoay Promax. Điều kiện để
EFA đạt yêu cầu: hệ số tải nhân tố bé nhất của
mỗi item 0,3; tại mỗi item, chênh lệch hệ số tải
nhân tố lớn nhất và hệ số tải nhân tố bất kỳ
phải ≥ 0,3 (Jabnoun & Al-Tamimi, 2003 (dẫn
theo Nguyễn Đình Thọ & Nguyễn Thị Mai
Trang, 2007); tổng phương sai trích ≥ 50%
(Gerbing & Anderson, 1988 dẫn theo Nguyễn
Đình Thọ & Nguyễn Thị Mai Trang, 2007);
kiểm định Bartlett có ý nghĩa thống kê khi Sig
< 0,05, hệ số KMO nằm trong khoảng 0,5 <
KMO < 1, hệ số eigenvalue > 1 thì chứng tỏ là
phân tích nhân tố đạt yêu cầu (Nguyễn Đình
Thọ, 2011).
Phân tích nhân tố khẳng định (CFA): để đạt
được yêu cầu thì hệ số tin cậy tổng hợp và
tổng phương sai trích phải từ 0,5 trở lên; thang
đo đạt được giá trị hội tụ khi các trọng số
chuẩn hóa của thang đo đều cao (> 0,5) và có ý
nghĩa thống kê (Sig < 0,05). Mô hình được coi
là phù hợp với dữ liệu thị trường khi các giá trị


Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 40 – 51

-

-

Part B: Political Sciences, Economics and Law

GFI, TLI, CFI từ 0,9 – 1, CMIN/df ≤ 2, một số
trường hợp có thể ≤ 3; RMSEA ≤ 0,08
(Nguyễn Đình Thọ & Nguyễn Thị Mai Trang,
2007).
Phương pháp Bootstrap: là phương pháp lấy
mẫu lặp lại có thay thế, trong đó mẫu ban đầu
đóng vai trò là đám đông để đánh giá độ tin
cậy của các ước lượng trong các phương pháp
nghiên cứu định lượng
Phương pháp phân tích cấu trúc đa nhóm để so
sánh mô hình nghiên cứu theo các nhóm nào
đó của một biến định tính. Kiểm định Chisquare được sử dụng để so sánh giữa 2 mô
hình khả biến và bất biến. Nếu kiểm định Chi
–square cho thấy mô hình bất biến từng phần
và khả biến không có sự khác biệt (p-value >
0,05) thì mô hình bất biến từng phần sẽ được
chọn (có bậc tự do cao hơn). Ngược lại, nếu sự
khác biệt Chi-square là có ý nghĩa giữa hai mô
hình (p-value < 0,05) thì chọn mô hình khả
biến vì có độ tương thích cao hơn (Nguyễn
Đình Thọ & Nguyễn Thị Mai Trang, 2007).

thu nhập từ 20 triệu đồng trở lên chiếm tỉ lệ 3,6%,
còn lại 7,9% thuộc về các đáp viên có thu nhập từ
10 đến dưới 20 triệu đồng.
3.2 Kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo

Sau 2 lần phân tích Cronbach’s Alpha, kết quả
cho thấy các biến đều đạt yêu cầu và có hệ số
Cronbach’s Alpha cao. Cụ thể Cronbach’s Alpha
của thang đo âm nhạc là 0,818; của thang đo niềm
vui thích là 0,836; của thang đo sự phấn khích là
0,825; và của hành vi là 0,822. Sau khi 3 biến
quan sát bị loại là AN8, PK6, và HV12 do có hệ
số tương quan biến tổng nhỏ hơn 0,3, 28 biến
quan sát còn lại đạt yêu cầu sẽ tiến hành phân tích
EFA.
3.3 Kết quả phân tích nhân tố khám phá
(EFA)
Phân tích KMO lần 3 cho thấy sig = 0,000 và hệ
số KMO = 0,835 nằm trong khoảng 0,5 – 1 nên
phân tích nhân tố là phù hợp với dữ liệu thị
trường. Sau 3 lần phân tích nhân tố khám phá
(EFA), có 5 nhân tố được trích tại eigenvalue là
1,110 với tổng phương sai 58,669%. Các biến đã
đạt được giá trị phân biệt và giá trị hội tụ (Phụ lục
1). Các nhân tố được đặt tên như sau:

3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.1 Thông tin mẫu nghiên cứu
Về nghề nghiệp: Tỉ lệ đáp viên là nội trợ chiếm tỉ
lệ cao nhất (23,5%), kế đến là buôn bán (19,7%)
và nhân viên văn phòng (15%). Nhóm nghề
nghiệp có tỉ lệ thấp nhất lần lượt là giám đốc
chiếm tỉ lệ 0,8%, bác sĩ chiếm tỉ lệ 2,2%, và kỹ sư
có tỉ lệ 2,5%. Các nhóm nghề khác có tỉ lệ trung
bình là giáo viên, nghề tự do, và nghề khác lần

lượt chiếm tỉ lệ 10,1%, 12,3%, và 13,9%. Nghề
khác gồm các nghề như thợ may, thợ uốn tóc, thợ
massage, công nhân, và sinh viên.

-

Nhóm 1: được đặt tên là âm nhạc.
Nhóm 2: được đặt tên là hành vi hồi đáp.
Nhóm 3: được đặt tên là hành vi liên kết.
Nhóm 4: được đặt tên là sự phấn khích.
Nhóm 5: được đặt tên là niềm vui thích.

Như vậy, mô hình nghiên cứu có thể được điều
chỉnh như sau:

Về thu nhập: Các đáp viên có thu nhập dưới 5
triệu đồng/tháng chiếm tỉ lệ cao nhất (53,5%), kế
đến là mức thu nhập từ 5 đến dưới 10 triệu đồng
chiếm tỉ lệ 35%, thấp nhất là các đáp viên có mức

44


Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 40 – 51

Âm
nhạc

H1 Niềm vui thích

Part B: Political Sciences, Economics and Law

Hành vi hồi đáp

H3
H4

H
2

Sự phấn khích

H
5H
6

Hành vi liên kết

Hình 2. Mô hình nghiên cứu hiệu chỉnh

Các giả thuyết được thiết lập lại như sau:
-

Giả thuyết H1: Âm nhạc tác động dương lên
Niềm vui thích.
Giả thuyết H2: Âm nhạc tác động dương lên
Sự phấn khích.
Giả thuyết H3: Niềm vui thích tác động dương
lên Hành vi hồi đáp.
Giả thuyết H4: Niềm vui thích tác động dương

lên Hành vi liên kết.
Giả thuyết H5: Sự phấn khích tác động dương
lên Hành vi hồi đáp.
Giả thuyết H6: Sự phấn khích tác động dương
lên Hành vi liên kết.
Giả thuyết H7: Có sự khác nhau về mô hình
tác động của âm nhạc lên hành vi người tiêu
dùng giữa các nhóm tuổi.

-

3.4 Kết quả phân tích nhân tố khẳng định
CFA
Để đánh giá giá trị hội tụ của thang đo, tiến hành
phân tích nhân tố CFA của từng thang đo. Kết quả
cho thấy:
-

-

Thang đo âm nhạc: sau khi loại biến quan sát
AN5 có trọng số tương đối nhỏ (0,483) hơn
tiêu chuẩn cho phép là 0,5, mô hình này có độ
phù hợp với dữ liệu thị trường vì Chi- square =
5,781, bậc tự do df = 2 với giá trị p = 0,216.
Các chỉ tiêu đo lường độ phù hợp khác cũng
đạt giá trị cao, cụ thể Chi-square/df = 1,445,
GFI = 0,994, TLI = 0,991, CFI = 0,996, và
RMSEA = 0,035. Tuy nhiên, thang đo không
đạt tính đơn hướng (do AN2, AN4 có tương

quan với nhau). Các trọng số của các biến (λi)
khá cao (thấp nhất là λAN6 = 0,52) và có ý
nghĩa thống kê (các giá trị p = 0,000). Như
vậy, các biến quan sát dùng để đo lường thang
45

đo âm nhạc đạt được giá trị hội tụ. Độ tin cậy
tổng hợp của thang đo này có giá trị là 0,804,
và phương sai trích được là 45,4%. Như vậy,
thang đo này đạt tiêu chuẩn về độ tin cậy
nhưng chưa đạt được phương sai trích được.
Thang đo niềm vui thích: mô hình đã phù hợp
với dữ liệu thị trường (Chi-square = 1,510, bậc
tự do df = 1, p = 0,219). Các chỉ tiêu đo lường
độ phù hợp khác cũng đạt giá trị cao, cụ thể
Chi-square/df = 1,510, GFI = 0,998, TLI =
0,993, CFI = 0,999, và RMSEA = 0,037. Tuy
nhiên, thang đo không đạt tính đơn hướng (do
VT2, VT4 có tương quan với nhau). Các trọng
số của các biến (λi) khá cao (thấp nhất là λPK1
= 0,62) và có ý nghĩa thống kê (các giá trị p =
0,000). Như vậy, các biến quan sát dùng để đo
lường thang đo niềm vui thích đạt được giá trị
hội tụ. Độ tin cậy tổng hợp của thang đo này
có giá trị là 0,812, và phương sai trích được là
55,2%. Như vậy, thang đo này đạt tiêu chuẩn
về độ tin cậy và phương sai trích được.
Thang đo sự phấn khích: mô hình phù hợp với
dữ liệu thị trường (Chi-square = 1.606, bậc tự
do df = 1, p = 0,205). Các chỉ tiêu đo lường độ

phù hợp khác cũng đạt giá trị cao, cụ thể Chisquare/df = 1,606, GFI = 0,998, TLI = 0,994,
CFI = 0,999, và RMSEA = 0,041. Tuy nhiên,
thang đo không đạt tính đơn hướng (do PK4,
PK5 có tương quan với nhau). Các trọng số
của các biến (λi) khá cao (thấp nhất là λPK5 =
0,61) và có ý nghĩa thống kê (các giá trị p =
0,000). Như vậy, các biến quan sát dùng để đo
lường thang đo sự phấn khích đạt được giá trị
hội tụ. Độ tin cậy tổng hợp của thang đo này
có giá trị là 0,844, và phương sai trích được là


Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 40 – 51

-

-

Part B: Political Sciences, Economics and Law

59,9%. Như vậy, thang đo này đạt tiêu chuẩn
về độ tin cậy và phương sai trích được.
Thang đo hành vi hồi đáp: sau khi loại biến
HV3 và HV7, mô hình hành vi hồi đáp có độ
phù hợp với dữ liệu thị trường (Chi-square =
6,076, bậc tự do df = 4 với giá trị p = 0,194).
Các chỉ tiêu đo lường khác cũng đạt được rất
cao như GFI = 0,994, TLI = 0,988, CFI =
0,995, RMSEA = 0,038. Tuy nhiên, thang đo
không đạt tính đơn hướng do HV2 có tương

quan với HV5. Các trọng số của các biến (λi)
khá cao (thấp nhất là λHV1 = 0,57) và có ý
nghĩa thống kê (các giá trị p = 0,000). Như
vậy, các biến quan sát dùng để đo lường thang
đo sự phấn khích đạt được giá trị hội tụ. Độ tin
cậy tổng hợp của thang đo này có giá trị là
0,789, và phương sai trích được là 43,1%. Như
vậy, thang đo này đạt tiêu chuẩn về độ tin cậy
nhưng chưa đạt được phương sai trích.
Thang đo hành vi liên kết: mô hình này không
phù hợp với dữ liệu thị trường do p = 0,000,
Chi-square/df = 41,033, chỉ số TLI cũng thấp

(TLI = 0,723 so với tiêu chuẩn 0,90), chỉ số
RMSEA = 0,331 lớn hơn mức cho phép là
0,08. Do vậy, thang đo này bị loại khỏi mô
hình nghiên cứu.
Kết quả phân tích CFA trong mô hình tới hạn cho
thấy mô hình này có giá trị thống kê Chi-square là
330,449 với 123 bậc tự do với giá trị p = 0,000.
Giá trị Chi-square/df = 2,687 > 2. Tuy nhiên trong
một số trường hợp, có thể chấp nhận Chisquare/df < 3. Một số chỉ tiêu khác về độ phù hợp
đạt yêu cầu như GFI = 0,914, CFI = 0,914, TLI=
0,893 (tuy nhỏ hơn 0,90 nhưng không đáng kể),
RMSEA = 0,068. Vì vậy, chúng ta có thể kết luận
mô hình tới hạn đạt được độ tương thích với dữ
liệu thị trường. Các hệ số tương quan cùng với sai
lệch chuẩn cho thấy chúng đều khác với 1. Tóm
lại, các thang đo nghiên cứu đạt được giá trị phân
biệt. Kết quả kiểm định các thang đo được thể

hiện ở Bảng 1.

Bảng 1. Kết quả kiểm tra giá trị phân biệt giữa các biến

Mối quan hệ

r

se

cr

p value

Amnhac

Niemvuithich

0,728

0,036

7,569

0,00

Niemvuithich

Suphankhich

0,433

0,047

12,001

0,00

Suphankhich

Hanhvihoidap

0,231

0,051

15,079

0,00

Amnhac

Hanhvihoidap

0,333

0,049

13,496

0,00

Amnhac

Suphankhich

0,163

0,052

16,185

0,00

Niemvuithich

Hanhvihoidap

0,467

0,046

11,500

0,00

(Nguồn: kết quả nghiên cứu)

Kết quả phân tích cấu trúc tuyến tính (SEM) cho
thấy giá trị p value của thang đo sự phấn khích tác

động lên hành vi hồi đáp là 0,054 > 0,05 nên sự
phấn khích không tác động lên hành vi hồi đáp.
Kết quả nghiên cứu cho thấy âm nhạc chỉ tác
động yếu lên sự phấn khích nhưng sự phấn khích
lại không tác động đến hành vi hồi đáp. Hơn nữa,
sự tồn tại của sự phấn khích trong mô hình làm
cho mô hình chưa đạt được sự phù hợp với dữ liệu

3.5 Kiểm định mô hình nghiên cứu
Có 4 thang đo trong mô hình nghiên cứu: âm
nhạc, niềm vui thích, sự phấn khích và hành vi hồi
đáp. Có một thang đo độc lập là âm nhạc và ba
thang đo phụ thuộc là niềm vui thích, sự phấn
khích, hành vi hồi đáp. Tuy nhiên, thang đo niềm
vui thích và sự phấn khích lại là thang đo độc lập
của hành vi hồi đáp.
46


Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 40 – 51

Part B: Political Sciences, Economics and Law

thị trường nên loại sự phấn khích ra khỏi mô hình.
Sau khi loại thang đo sự phấn khích ra khỏi mô
hình, kết quả được thể hiện ở Hình 1. Kết quả
SEM cho thấy mô hình có 70 bậc tự do với giá trị
thống kê Chi-square là 140,983 với giá trị p =
0,000. Giá trị CMIN/df = 2,014 tuy lớn hơn 2
nhưng không đáng kể và có thể chấp nhận nếu

vẫn nhỏ hơn 3. Các chỉ tiêu đánh giá mức độ phù
hợp khác đều đạt yêu cầu (GFI = 0,949, TLI =
0,944, CFI = 0,957, RMSEA = 0,053).

Bảng trọng số hồi quy chưa chuẩn hóa (Bảng 2)
cho chúng ta thấy rằng p value của âm nhạc, niềm
vui thích đều < 0,05 nên thang đo âm nhạc thực
sự có tác động lên niềm vui thích, và niềm vui
thích thực sự có tác động lên hành vi hồi đáp. Các
trọng số chưa chuẩn hóa (0,786, và 0,444) mang
dấu dương cho thấy âm nhạc tác động dương lên
niềm vui thích, niềm vui thích tác động dương lên
hành vi hồi đáp.

Bảng 2. Trọng số hồi quy chưa chuẩn hóa

Ước lượng

S.E.

C.R.

P

Niemvuithich

<---

Amnhac

0,786

0,087

9,026

***

Hanhvihoidap

<---

Niemvuithich

0,444

0,074

6,020

***

(Nguồn: kết quả nghiên cứu)

Các trọng số hồi quy chuẩn hóa càng cao thì thang
đo tương ứng tác động càng mạnh đến thang đo
phụ thuộc. Trọng số hồi quy chuẩn hóa của âm
nhạc là 0,730 tức âm nhạc tác động rất mạnh lên

niềm vui thích, trọng số hồi quy chuẩn hóa của

niềm vui thích là 0,435 cho thấy niềm vui thích
tác động vừa phải lên hành vi hồi đáp (Phụ lục 2).

3.6 Phân tích Bootstrap
Bảng 3. Kết quả ước lượng bằng bootstrap với N = 1000

Mối quan hệ

Amnhac –›

Niemvuithich

Niemvuithich –› Hanhvihoidap

Ước
lượng
ML

Ước lượng Bootstrap

ML

Mean

SE

SE-SE

BS

SE-BS

0,730

0,727

0,044

0,001

-0,003

0,001

0,435

0,435

0,067

0,001

0,000

0,002

(Nguồn: kết quả nghiên cứu)

Nghiên cứu sử dụng phương pháp bootstrap với
số lượng mẫu lặp lại N = 1000. Kết quả ước lượng

từ 1000 mẫu được tính trung bình kèm theo độ
chệch cho thấy độ chệch không có ý nghĩa thống

kê ở độ tin cậy 95% (trị tuyệt đối độ chệch nhỏ
hơn 2 thì kết luận là độ chệch rất nhỏ và không có
ý nghĩa thống kê). Như vậy, ước lượng trong mô
hình có thể tin cậy.

47


Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 40 – 51

Part B: Political Sciences, Economics and Law

Hình 3. Kết quả SEM của mô hình nghiên cứu

48


Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 40 – 51

Part B: Political Sciences, Economics and Law

Kết quả phân tích cho thấy p = 0,286 > 0,05 có
nghĩa là không có sự khác biệt giữa mô hình bất
biến từng phần và mô hình khả biến (Bảng 4). Vì
vậy, mô hình bất biến từng phần sẽ được chọn.
Điều đó cho thấy rằng không có sự khác biệt giữa
các nhóm ở cấp độ mô hình (tức là âm nhạc sẽ

làm khách hàng vui thích, và sự vui thích này sẽ
ảnh hưởng đến hành vi hồi đáp), tuy nhiên có sự
khác nhau ở đường path. Ở cấp độ mô hình thì
ước lượng của âm nhạc tác động lên niềm vui
thích của các nhóm đều bằng 0,776, và ước lượng
niềm vui thích tác động lên hành vi hồi đáp của
các nhóm đều bằng 0,461 (Phụ lục 3).

3.7 Kiểm định sự khác biệt
Để biết được có hay không sự khác biệt về mô
hình tác động của âm nhạc lên hành vi người tiêu
dùng theo 3 nhóm tuổi: (1) 22- 35 tuổi, (2) 36 –
45 tuổi, (3) 46 – 60 tuổi, phương pháp phân tích
cấu trúc đa nhóm được sử dụng để so sánh mô
hình nghiên cứu theo các nhóm.
Phân tích cấu trúc đa nhóm cho kết quả như sau:
Mô hình khả biến có: Chi – square = 361,261, df
= 210, P = 0,000, Chi-square/df = 1,720, GFI =
0,886, TLI = 0,884, CFI = 0,911, RMSEA =
0,045. Mô hình bất biến từng phần có: Chi –
square = 390,802, df = 236, P = 0,000, Chisquare/df = 1,656, GFI = 0,878, TLI = 0,895, CFI
= 0,909, RMSEA = 0,043 .

Bảng 4. Sự khác biệt các chỉ tiêu của mô hình khả biến và bất biến từng phần theo nhóm tuổi

Mô hình so sánh

Chi-square

df

p value

Mô hình khả biến

361,261

210

0,000

Mô hình bất biến từng phần

390,802

236

0,000

29,566

26

0,286

Giá trị khác biệt

(Nguồn: kết quả nghiên cứu)

Tuy nhiên, tác động của âm nhạc lên niềm vui

thích, tác động của niềm vui thích lên hành vi hồi
đáp ở mỗi nhóm tuổi có mức độ tác động khác
nhau (Phụ lục 4). Âm nhạc tác động mạnh nhất
lên niềm vui thích ở nhóm tuổi từ 36 – 45 tuổi
(0,809), kế đến là nhóm tuổi từ 22 – 35 tuổi
(0,715), và tác động vừa phải lên nhóm tuổi 46 –
60 tuổi (0,664). Tuy ở nhóm tuổi 46 – 60 niềm vui
thích chịu ảnh hưởng ít nhất từ âm nhạc so với 2
nhóm tuổi còn lại, nhưng niềm vui thích ở nhóm
tuổi này lại gây ảnh hưởng cao nhất lên hành vi
hồi đáp (0,515). Trong khi đó ở nhóm tuổi 36 –
45, âm nhạc tác động mạnh nhất lên niềm vui
thích nhưng niềm vui thích chỉ gây ảnh hưởng
mạnh thứ hai lên hành vi hồi đáp. Nhóm tuổi 22 –
35 tuổi, hành vi hồi đáp ít bị ảnh hưởng nhất bởi
niềm vui thích.

4. KẾT LUẬN VÀ THẢO LUẬN
Kết quả của mô hình đo lường cho thấy các thang
đo lường không giống như các mô hình đo lường
trên thế giới. Cụ thể âm nhạc chỉ tác động mạnh
lên niềm vui thích, và niềm vui thích tác động vừa
phải lên hành vi hồi đáp của người tiêu dùng. Mặc
dù âm nhạc có tác động lên sự phấn khích nhưng
sự phấn khích không tác động lên hành vi của
người tiêu dùng. Thông qua kết quả kiểm định,
các giả thuyết nghiên cứu H1, H3 được chấp
nhận, ngược lại giả thuyết H7 bị bác bỏ. Các giả
thuyết còn lại không thể kiểm định do thang đo sự
phấn khích và hành vi liên kết không có ý nghĩa

thống kê và không phù hợp với dữ liệu thị trường
nên bị loại khỏi mô hình nghiên cứu. Kết quả
phân tích đa nhóm cũng cho biết rằng không có sự
khác biệt đối với các nhóm tuổi về mô hình tác
động của âm nhạc lên hành vi người tiêu dùng.

49


Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 40 – 51

Part B: Political Sciences, Economics and Law

Sau khi hiệu chỉnh và thông qua kiểm định mô
hình lý thuyết, thang đo âm nhạc gồm 5 biến quan
sát sau (1) siêu thị có nhạc dễ chịu, (2) siêu thị có
nhạc hay, (3) siêu thị có thể loại và dòng nhạc
thích hợp, (4) siêu thị có nhạc thư giãn, (5) tôi
quen với loại nhạc này; thang đo niềm vui thích
gồm 4 biến quan sát: (1) không hạnh phúc – hạnh
phúc, (2) u sầu – thỏa mãn, (3) nhàm chán – thoải
mái, (4) tỉnh lặng – hào hứng; thang đo hành vi
hồi đáp có 5 biến quan sát như sau: (1) đây là nơi
tôi tiêu dùng nhiều tiền hơn dự định, (2) khả năng
tôi trở lại nơi này là cao, (3) tôi thích thú mua sắm
tại siêu thị, (4) tôi lưu lại siêu thị lâu hơn, (5) tôi
sẵn lòng giới thiệu siêu thị này cho bạn bè, người
quen.

European Advances in Consumer Research, 4,

58 – 62.
Chebat, J.C, Gelinas-Chebat, C.G, & Vaillant, D.
(2001). Environmental Background Music and
In-store selling. Journal of Business Research,
54(2), 115 – 123.
Donovan, R.J. & Roissiter, J.R. (1982). Store
Atmosphere: An Environmental Psychology
Approach. Journal of Retailing, 58 (1), 34 -57.
Gorn G.J. (1982). The Effect of Music in
Advertising on Choice Behavior: A Classical
Conditioning Approach. Journal of Marketing,
46, 94 -101.
Hair et. Al. (2006). Multivariate Data Analysis.
ed. 6th. Pearson Prentice Hall.

Kết quả nghiên cứu này có những ý nghĩa về sự
đóng góp vào thang đo đo lường nhân tố tác động
lên hành vi người tiêu dùng tại thị trường Việt
Nam, mà cụ thể ở đây nhân tố tác động lên hành
vi tiêu dùng là âm nhạc và bối cảnh diễn ra sự tác
động là môi trường dịch vụ - siêu thị. Thứ hai, kết
quả nghiên cứu này là một gợi ý cho các tổ chức
cung ứng dịch vụ bao gồm lĩnh vực kinh doanh
hay phi kinh doanh, lợi nhuận hay phi lợi nhuận
có thể sử dụng âm nhạc trong quá trình cung ứng
dịch vụ để gia tăng cảm xúc cho khách hàng đặc
biệt là niềm vui thích của khách hàng trong quá
trình sử dụng dịch vụ. Nghiên cứu này chỉ nghiên
cứu trong phạm vi siêu thị nhưng các ngành hàng
bán lẻ khác vẫn có thể sử dụng âm nhạc là một

nhân tố để kích thích mua sắm, làm hài lòng
khách hàng.

Kalyoncu N. (2011). Adolescents View on the
Impact of Television Music Programs in Their
Consumer Behavior.
Kellaris, J.J & Kent, R.J. (1994). An exploratory
investigation of response elicited by music
varying in tempo, tonality, and testure. Journal
of Consumer Psychology, 2 (4), 381-401.
Lê Đức Nga. (2000). Lược sử âm nhạc thế giới.
Hà Nội: Nhà xuất bản Trẻ.
Mebrabian, A., & Russell, J.A. (1974). An
Approach to Environmental Psychology.
Cambridge M.A: Massachusetts Institute of
Technology Press.
Milliman, R.E. (1982). Using Background Music
to affect the behavior of suppermarket
shoppers. Journal of Marketing, 46, 000003;
Proquest Central, 86.

TÀI LIỆU THAM KHẢO
Ballouli K., & Bennet, G. (2014). New (Sound)
Waves in Sport Marketing: Do Semantic
Difference in Analogous Music Impact
Shopping Behaviors of Sport Consumers?
Sport Marketing Quartely, 23, 59 – 72, West
Virginia University.

Mohan G., Sivakumaran, B., Sharma, P. (2013).

Impact of Store Environment on Impulse
Buying Behavior. European Journal of
Marketing, 47(10).
Nguyễn Đình Thọ, và Nguyễn Thị Mai Trang.
(2007). Nghiên Cứu Khoa Học Marketing Ứng dụng mô hình cấu trúc tuyến tính SEM.
TP. Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Đại học Quốc
gia.

Caldwell C, & Hibbert S.A. (1999). Play That
One Again: The Effect of Music Tempo on
Consumer Behavior in a Restaurant. E50


Journal of Science – 2016, Vol. 10 (2), 40 – 51

Part B: Political Sciences, Economics and Law

Nguyễn Đình Thọ. (2011). Phương Pháp Nghiên
Cứu Khoa Học Trong Kinh Doanh. TP. Hồ
Chí Minh: Nhà xuất bản Lao động Xã hội.

Srinivasan S.R., & Mukherjee P.N. (2012). Effect
of Background Music on Consumer Shopping
Behavior. The Business & Management
Review, 2(1).

Nguyễn Minh Toàn, Nguyễn Hoàng Thông, và
Nguyễn Đắc Quỳnh. (1995). Âm nhạc – Giáo
trình dùng trong các trường sư phạm đào tạo
giáo viên tiểu học. Hà Nội: Nhà xuất bản Giáo

Dục.

Sweeney J.C., & Wyber F. (2002). The Role of
Cognition and Emotions in the MusicApproach-avoidance Behavior Relationship.
Journal of Service Marketing, 16(1), 51-69.

Nguyễn Thị Nhung. (1997). Hình thức âm nhạc –
Giáo trình đào tạo giáo viên THCS hệ Cao
đẳng Sư phạm. Hà Nội: Nhà xuất bản Giáo
Dục.

Vũ Minh Vỹ. (2008). Giáo trình lý thuyết âm
nhạc – Hình thức âm nhạc. Hà Nội: Nhà xuất
bản Văn hóa – Thông tin.

51