Yếu tố tác động đến thái độ của giới trẻ trong mua sắm trực tuyến - Trường hợp nghiên cứu tại thành phố Buôn Ma Thuột
Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020
YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THÁI ĐỘ CỦA GIỚI TRẺ TRONG MUA SẮM
TRỰC TUYẾN - TRƯỜNG HỢP NGHIÊN CỨU TẠI THÀNH PHỐ BUÔN MA THUỘT
FACTORS AFFECTING THE ATTITUDE OF YOUNG PEOPLE IN ONLINE SHOPPING
CASE STUDY IN BUON MA THUOT CITY
Từ Thị Thanh Hiệp, Lê Việt Anh
Đại học Tây Nguyên
Email: [email protected]
Tóm tắt
Nghiên cứu được thực hiện qua việc khảo sát bằng bảng câu hỏi đối với 300 khách hàng trẻ tuổi (dưới
30) nhằm tìm hiểu thái độ của người tiêu dùng giới trẻ trong mua sắm trực tuyến tại thành phố Buôn Ma Thuột.
Đánh giá các yếu tố tác động đến thái độ mua sắm trực tuyến của giới trẻ tại Buôn Ma Thuột thông qua mô
hình 6 yếu tố: Sự an toàn, lòng tin, giá, thuận tiện, trải nghiệm và quyền riêng tư. Dữ liệu được xử lý bằng phần
mềm SPSS. Thông qua kiểm định độ tin cậy Cronbach Alpha, EFA và phân tích hồi quy để đưa ra những nhận
xét và các hàm ý chính sách đối với các công ty trong lĩnh vực thương mại.
Từ khóa: Hành vi tiêu dùng, Mua sắm trực tuyến, Thái độ
Abstract
The study was conducted through a questionnaire survey of 300 young customers (under 30) to
understand the attitude of young consumers in online shopping in Buon Ma Thuot city. The author assesses the
factors affecting the online shopping attitude of young people in Buon Ma Thuot through a model of 6 factors:
Safety, trust, price, convenience, experience and privacy. Data is processed by SPSS software. Through
Cronbach Alpha reliability test, EFA and regression analysis to make comments and policy implications for
companies in the commercial sector.
Keywords: Consumer Behavior, Online Shopping, Attitude
1. Mở đầu
Sự xuất hiện của Internet đã làm thay đổi mọi phương diện trong cuộc sống, đặc biệt là thay đổi
cách chúng ta mua sắm hàng hóa dịch vụ. Hay nói cách khác, Internert đã mở đường cho mua sắm trực
tuyến ra đời. Khảo sát mới nhất từ Master Card tại 25 quốc gia về xu hướng mua sắm trực tuyến trong
năm 2015 cho thấy, mua sắm trực tuyến tại Việt Nam đạt được sự tăng trưởng ổn định với 68,4%
người được khảo sát trả lời trong 3 tháng cuối năm 2015 (CBRE Việt Nam, 2015). Bên cạnh đó,
thương mại di động là một thị trường tiềm năng, khi 95% có thể truy cập Internet từ điện thoại di động
của mình. Việt Nam, với lợi thế là một quốc gia có dân số trẻ, cùng với sự phát triển của hệ thống
mạng Internet, hệ thống ngân hàng trực tuyến và các công cụ thanh toán điện tử, mua sắm online tại
Việt Nam đang trên đà phát triển mạnh mẽ (Thương mại điện tử, 2015). Việc tiện ích của mua sắm
online khi NTD có thể mua ở bất cứ nơi đâu, bất cứ lúc nào là một lợi thế ưu việt. Việc thanh toán tiện
ích cũng là một điểm cộng trong mua sắm online. Chỉ bằng các thao tác đơn giản như nhấp chuột NTD
đã có thể tìm hiểu được hàng nghìn các mặt hàng khác nhau với muôn màu muôn vẻ, đủ hình dáng và
kích cỡ (Nguyễn Thị Hải Yến, 2010).
Thành phố Buôn Ma Thuột được coi là trung tâm thương mại, đầu mối cung cấp hàng hóa cho
các địa phương trong tỉnh. Xác định lấy thương mại dịch vụ là mũi nhọn để phát triển, những năm qua,
thành phố đã có những nỗ lực lớn tạo điều kiện cho ngành này phát triển. Nhờ đó mà tổng mức doanh
thu bán lẻ năm 2018 đạt 70.000 tỷ đồng, tăng 7,55% so với năm 2017 (Cổng Thông tin điện tử- Sở
Công Thương 2019). Trong đó thương mại điện tử đang trở nên có ưu thế hơn so với thương mại truyền
thống nhất là đối với giới trẻ như học sinh, sinh viên, giới công chức văn. Với ưu điểm nhanh gọn, thủ tục
đơn giản, giao hàng tận nơi nên có sức hút lớn đối với nhiều người. Tuy nhiên, điểm bất lợi của mua hàng
256
Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020
qua mạng là khách hàng không thể nhìn thấy hay kiểm tra được món hàng mình chọn trước khi đặt lệnh
mua, hoặc khó đổi hoặc trả lại sản phẩm nếu không ưng ý. Tình trạng chuyển tiền thật để nhận được hàng
giả, kém chất lượng cũng đã xảy ra. Do đó, một số khách hàng trở nên e dè khi mua hàng qua các trang
web cũng như mạng xã hội. Điều này gây nhiều khó khăn cho các doanh nghiệp bán lẻ trực tuyến đã đang
và sẽ thâm nhập vào thị trường Việt Nam (Đỗ Lan, 2012).
Bài viết này trình bày kết quả phân tích ảnh hưởng của yếu tố tác động đến thái độ mua sắm trực
tuyến của giới trẻ và một số đề xuất nhằm nhằm giúp các công ty thương mại điện tử ở Việt Nam có thể
điều chỉnh chiến lược cạnh tranh của mình, đáp ứng tốt hơn nhu cầu của khách hàng giới trẻ nhằm gia tăng
sự hài lòng và giữ chân khách hàng và góp phần tích cực vào sự phát triển của nền kinh tế.
2. Nội dung và phương pháp nghiên cứu
2.1. Nội dung nghiên cứu
Nghiên cứu sự ảnh hưởng của các nhân tố đến thái độ mua sắm trực tuyến của khách hàng giới
trẻ trên địa bàn Buôn Ma Thuột.
Đề xuất một số giải pháp nhằm nâng cao sự hài lòng của giới trẻ trong mua sắm trực tuyến.
2.2. Phương pháp nghiên cứu
2.2.1. Cơ sở lý thuyết
Các công trình nghiên cứu trong nước
Hoàng Quốc Cường (2010) đã xác định những nhân tố tác động đến quyết định sử dụng dịch
vụ mua hàng điện qua mạng dựa theo mô hình chấp nhận thương mại điện tử E-CAM bao gồm mong
đợi về giá, nhận thức sự thuận tiện, nhận thức tính dễ sử dụng, ảnh hưởng xã hội, cảm nhận sự thích
thú, nhận thức rủi ro khi sử dụng và các biến giới tính, tuổi, thu nhập.
Tác giả Lê Ngọc Đức (2008) xác định những nhân tố tác động đến xu hướng sử dụng thanh
toán điện tử đối với nhóm người đã từng sử dụng thanh toán điện tử dựa theo mô hình chấp nhận
thương mại điện tử E-CAM và thuyết hành vi ý định TPB bao gồm: nhận thức sự hữu ích, nhận thức
tính dễ sử dụng, chuẩn chủ quan và nhận thức kiểm soát hành vi. Còn đối với nhóm người chưa sử
dụng thanh toán điện tử thì chỉ có 2 nhóm yếu tố: chuẩn chủ quan và nhận thức kiểm soát hành vi.
Nguyễn Thanh Hùng (2009) trong nghiên cứu của mình đã đưa ra hai khái niệm về thực hiện
thương mại điện tử đơn giản và thực hiện thương mại điện tử tinh vi. Yếu tố định hướng thị trường và
sẵn sàng thương mại điện tử tác động dương đến việc thực hiện thương mại điện tử đơn giản.
Nguyễn Anh Mai (2007) đã khám phá, phân tích và đánh giá những yếu tố có khả năng tác
động đến xu hướng thay đổi thái độ sử dụng thương mại tại Việt Nam dựa theo mô hình TAM và mô
hình E-CAM.
Các nghiên cứu nước ngoài
Mô hình TRA (Thuyết hành vi hoạch định)
Niềm tin đối với những thuộc
tính SP
Thái độ
Đo lường niềm tin đối với
những thuộc tính của SP
Xu hướng
hành vi
Hành vi thực
sự
Niềm tin về những người ảnh
hưởng sẽ nghĩ rằng tôi nên
hay không nên mua SP
Chuẩn chủ
quan
Sự thúc đẩy làm theo ý muốn
của những người ảnh hưởng
Sơ đồ 1: Mô hình Thuyết hành động hợp lý TRA
257
Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020
Thuyết hành động hợp lý TRA (Theory of Reasoned Action) được Ajzen và Fishbein xây dựng
từ năm 1967 và được hiệu chỉnh mở rộng theo thời gian. Mô hình TRA (Ajzen và Fishbein, 1975) cho
thấy xu hướng tiêu dùng là yếu tố dự đoán tốt nhất về hành vi tiêu dùng. Để quan tâm hơn về các yếu
tố góp phần đến xu hướng mua thì xem xét hai yếu tố là thái độ và chuẩn chủ quan của khách hàng.
Trong mô hình TRA, thái độ được đo lường bằng nhận thức về các thuộc tính của sản phẩm. Người
tiêu dùng sẽ chú ý đến những thuộc tính mang lại các ích lợi cần thiết và có mức độ quan trọng khác
nhau. Nếu biết trọng số của các thuộc tính đó thì có thể dự đoán gần kết quả lựa chọn của người tiêu
dùng. Yếu tố chuẩn chủ quan có thể được đo lường thông qua những người có liên quan đến người tiêu
dùng (như gia đình, bạn bè, đồng nghiệp,…); những người này thích hay không thích họ mua. Mức độ
tác động của yếu tố chuẩn chủ quan đến xu hướng mua của người tiêu dùng phụ thuộc: (1) mức độ ủng
hộ/phản đối đối với việc mua của người tiêu dùng và (2) động cơ của người tiêu dùng làm theo mong
muốn của những người có ảnh hưởng.
Ajzen và Fishbein, (1975) đề xuất mô hình lý thuyết hành vi hoạch định trên cơ sở phát triển lý
thuyết hành động hợp lý với giả định rằng một hành vi có thể được dự báo hoặc giải thích bởi các
quyết định để thực hiện hành vi đó. Joongho Ahn, Jinsoo Park, và Dongwon Lee (2001) đã xây dựng
mô hình chấp nhận sử dụng thương mại điện tử E-CAM bằng cách tích hợp mô hình TAM với thuyết
nhận thức rủi ro Davis, D. Fred, và Arbor, Ann, (1989) giải thích các yếu tố tổng quát về sự chấp nhận
máy tính (computer) và hành vi người sử dụng máy tính. Liu Xiao (2004) đã mở rộng mô hình TAM
để nghiên cứu quyết định sử dụng thương mại điện tử. Bên cạnh yếu tố nhận thức sự hữu ích và nhận
thức tính dễ sử dụng, các tác giả đã đưa vào mô hình TAM yếu tố nhận thức rủi ro tác động vào ý định
sử dụng.
Taylor và Todd (1995) đề xuất kết hợp mô hình TAM và mô hình TPB thành mô hình C-TAM-
TPB, mở rộng cho ra kết quả rằng mô hình TAM tốt hơn trong việc dự báo quyết định sử dụng công
nghệ, mô hình TPB mở rộng cung cấp một sự hiểu biết toàn diện hơn về quyết định hành vi.
Mô hình nghiên cứu đề xuất
Căn cứ vào kết quả của các nghiên cứu trước đây về thái độ của người mua trong thị trường
thương mại điện tử kết hợp với những khác biệt về hành vi mua sắm trực tuyến của người tiêu dùng tại
thành phố Buôn Ma Thuột để đưa ra mô hình nghiên cứu:
Sự an toàn (H1)
Lòng tin (H2)
Giá cả (H3)
THÁI ĐỘ MUA SẮM
TRỰC TRUYẾN
Thuận tiện (H4)
Trải nghiệm (H5)
Quyền riêng tư (H6)
Hình 1: Mô hình yếu tố tác động dến thái độ của giới trẻ đối với mua sắm trực tuyến
H1: Sự an toàn cao trong mua sắm trực tuyến sẽ giúp khách hàng tiếp tục mua sắm
H2: Lòng tin khách hàng càng lớn sẽ thúc đẩy họ mua sắm trực tuyến nhiều hơn
258
Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020
H3: Giá cả tốt sẽ thúc đẩy họ mua sắm trực tuyến nhiều hơn
H4: Thuận tiên cao sẽ giúp khách hàng sẵn sàng mua sắm trực tuyến
H5: Trải nghiệm là yếu tố gây hứng thú cho người mua hàng trực tuyến
H6: Quyền riêng tư được đảm bảo khách hàng sẽ yên tâm và sẵn sàng mua sắm trực tuyến
2.2.2. Phương pháp nghiên cứu
Theo Hoàng Trọng (1999), trong phân tích nhân tố số quan sát ít nhất phải bằng 4 đến 5 lần số
biến. Trong nghiên cứu này có 30 biến, vậy cỡ mẫu tối thiểu là 120 quan sát. Để đảm bảo độ tin cậy và
tính đại diện cao, chúng tôi tiến hành khảo sát 300 khách hàng trên địa bàn thành phố Buôn Ma Thuột.
Mẫu được chọn theo phương pháp ngẫu nhiên thuận tiện, tức là, người nghiên cứu chọn những đối tượng
có thể tiếp cận được ở các trường trung học và đại học trên địa bàn thành phố Buôn Ma Thuột.
Nghiên cứu sử dụng thang đo Liker với 5 mức độ gồm từ 1 (rất không đồng ý) đến 5 (rất đồng
ý) và mẫu nghiên cứu được đo bằng thang đo định danh. Nội dung các biến quan sát trong mỗi thành
phần được hiệu chỉnh cho phù hợp qua việc điều về cảm nhận của họ đối với các tác động đến thái độ
mua sắm trực tuyến.
2.2.3. Phương pháp phân tích
Nghiên cứu sử dụng phương pháp thống kê mô tả và kiểm định độ tin cậy của thang đo bằng hệ
số Cronbach’s Alpha, kiểm định EFA để rút gọn tập hợp biến quan sát nhằm đánh giá tác động của 6
yếu tố: Sự an toàn, lòng tin, giá, thuận tiện, trải nghiệm và quyền riêng tư đến thái độ mua sắm trực
tuyến thị trường Buôn Ma Thuột.
3. Kết quả và thảo luận
3.1. Thực trạng mua sắm hàng trực tuyến của giới trẻ tại Buôn Ma Thuột
Đa số đối tượng tham gia mua sắm trực tuyến trong nghiên cứu này chủ yếu là nữ chiếm gần
70%. Trong số khách hàng tại trung tâm thành phố chiếm trên 60%, 36% là khách hàng sống ở ven
thành phố. Đối tượng tham gia mua sắm chủ yếu là cán bộ công chức trẻ, tiếp đến là học sinh – sinh
viên. Đa số khách hàng đều có mức độ tiếp cận Net là liên tục, chiếm hơn 99,8%.
Về thói quen mua sắm, phần lớn khách hàng sử dụng thu nhập của mình vào mua các sản phẩm
phục vụ nhu cầu cá nhân: quần áo, giày dép chiếm gần 50%, các mặt hàng phục vụ cho học tập như
sách vở, tạp chí chiếm 10%, mỹ phẩm, chăm sóc tóc chiếm 22% và thực phẩm chức năng và một số
sản phẩm khác chiếm 8%. Khách hàng lựa chọn các trang mạng xã hội như facebook, zalo làm kênh
mua chủ yếu, chiếm hơn 50% tổng số lượng khách hàng, tiếp đến vị trí thứ hai là các trang web uy tín
như Shoopee, Lazada, Tiki, Sendo chiếm 46%. Tin nhắn SMS gần như ít thu hút khách hàng trong
mua sắm online. Điều này chứng tỏ, các trang mạng xã hội đóng vai trò quan trọng, là kênh bán hàng
online đầy tiềm năng. Qua đây, các doanh nghiệp có thể biết được rằng, việc quảng cáo qua các trang
mạng báo có biểu hiện tích cực, trong khi đó, việc gửi tin nhắn cho khách hàng đang còn yếu kém,
chưa phát huy được nhiều hiệu quả. Như vậy, các doanh nghiệp bán lẻ cần có những chiến lược
marketing hiệu quả hơn để kích thích giới trẻ có thể mua hàng hóa, dịch vụ qua các trang web bán lẻ
của công ty nhiều hơn...
3.2. Các yếu tố tác động đến thái độ mua sắm trực tuyến của giới trẻ
3.2.1. Đánh giá độ tin cậy của thang đo
Độ tin cậy được định nghĩa là phần biến động của kết quả trả lời do người có quan điểm khác
nhau trong một cuộc thăm dò. Bài viết nghiên cứu độ tin cậy bằng Cronbach’s Alpha. Các thang đo
được kiểm định độ tin cậy bằng công cụ Cronbach’s Alpha nhằm đo lường hệ số tương quan lẫn nhau
của các kết quả trả lời đối với các chỉ tiêu của thang đo. Nói cách khác, hệ số Cronbach’s Alpha là một
phép kiểm định thống kê về mức độ chặt chẽ mà các mục hỏi trong thang đo tương quan với nhau giúp
259
Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020
loại đi những biến và thang đo không phù hợp. Nhiều nhà nghiên cứu đồng ý rằng khi Cronbach’s
Alpha từ 0.8 trở lên đến gần 1 thì thang đo lường là tốt, từ 0.7 đến gần 0.8 là sử dụng được. Cũng có
nghiên cứu đề nghị rằng, Cronbach’s Alpha từ 0.6 trở lên là có thể sử dụng được trong trường hợp khái
niệm đang đo lường là mới hoặc mới đối với người trả lời trong bối cảnh nghiên cứu (Hoàng Trọng &
Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008). Từ đó, tác giả kiểm định độ tin cậy của thang đo dựa trên cơ sở các
biến quan sát có hệ số tương quan biến - tổng (Item-total correlation) nhỏ hơn 0.3 sẽ bị loại và tiêu chuẩn
chọn thang đo khi Cronbach’s Alpha từ 0.6 trở lên.
Thang đo Sự an toàn (AT): Có 7 biến quan sát, ký hiệu từ AT1-AT7 có giá trị Cronbach’s
Alpha = 0.905 >0.6, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến – tổng lớn lớn
hơn 0.3. Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Thang đo Lòng tin (LT): Có 7 biến quan sát, ký hiệu từ LT1-LT7 có giá trị Cronbach’s Alpha =
0.868 >0.6, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến – tổng lớn lớn hơn 0.3.
Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Thang đo Giá (GIA): Có 5 biến quan sát, ký hiệu từ GIA1-GIA5 có giá trị Cronbach’s Alpha =
0.871 >0.6, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến – tổng lớn lớn hơn 0.3.
Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Thang đo Thuận tiện (TT): Có 4 biến quan sát, ký hiệu từ TT1-TT4 có giá trị Cronbach’s
Alpha = 0.852 >0.6, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến – tổng lớn lớn
hơn 0.3. Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA tiếp theo.
Thang đo Trải nghiệm (TNGHIEM): Có 6 biến quan sát, ký hiệu từ TNGHIEM 1- TNGHIEM6
có giá trị Cronbach’s Alpha = 0.799 >0.6, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan
biến – tổng lớn lớn hơn 0.3. Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân
tích EFA tiếp theo.
Thang đo Quyền riêng tư (QRTU): Có 4 biến quan sát, ký hiệu từ QRTU1- QRTU4 có giá trị
Cronbach’s Alpha = 0.735 >0.6, các biến quan sát trong thành phần này có hệ số tương quan biến –
tổng lớn lớn hơn 0.3. Vì vậy, các biến đo lường thành phần này đều được sử dụng trong phân tích EFA
tiếp theo.
Như vậy, sau khi phân tích độ tin cậy Cronbach’s Alpha, không có biến quan sát nào bị loại bỏ.
Do đó, các biến quan sát thuộc các thành phần nêu trên đều được sử dụng cho các phân tích tiếp theo
của nghiên cứu vì đảm bảo độ tin cậy về mặt thống kê.
Bảng 1: Kiểm định các thang đo bằng Cronbach’s Alpha
Trung bình thang đo Phương sai thang đo Hệ số tương quan Hệ số Alpha nếu
Biến quan sát
nếu loại biến
nếu loại biến
Hệ số Alpha = 0.905
19.102
biến - tổng
loại biến
Sự an toàn
AT1
AT2
AT3
AT4
AT5
AT6
AT7
24.1100
.743
.888
.892
.884
.889
.890
.891
.900
24.0867
24.0467
24.0667
24.0400
24.1600
24.1300
19.344
18.653
19.046
19.216
18.911
19.063
.705
.774
.730
.723
.709
.640
Lòng tin
LT1
LT2
LT3
LT4
Hệ số Alpha = 0.868
16.149
24.0900
24.2567
24.1833
24.0333
24.0467
24.0567
.568
.612
.639
.747
.738
.580
.860
.853
.849
.834
.836
.857
16.372
16.284
15.644
15.690
LT5
LT6
16.830
260
Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020
LT7
24.0133
16.702
.618
.852
Giá
Hệ số Alpha = 0.871
GIA1
GIA2
GIA3
GIA4
GIA5
Thuận tiện
16.1600
16.2100
16.2400
16.2000
16.2567
8.422
8.079
7.487
7.552
8.278
.619
.647
.807
.783
.635
.862
.856
.816
.822
.859
Hệ số Alpha = 0.852
TT1
TT2
TT3
TT4
12.2567
12.2233
12.2533
12.1967
4.693
4.415
4.250
4.787
.605
.752
.797
.628
.850
.787
.767
.839
Trải nghiệm
TNGHIEM1
TNGHIEM2
TNGHIEM3
TNGHIEM4
TNGHIEM5
TNGHIEM6
Quyền riêng tư
QRTU1
Hệ số Alpha = 0.799
18.5400
18.4600
18.5733
18.4400
18.3700
18.8167
10.189
10.550
10.125
10.314
10.950
11.401
.643
.542
.613
.635
.538
.373
.747
.771
.754
.750
.772
.810
Hệ số Alpha = 0.755
10.7500
10.9000
10.7400
10.7100
5.352
5.247
4.554
4.909
.537
.405
.674
.514
.673
.748
.587
.683
QRTU2
QRTU3
QRTU4
(Nguồn: Kết quả phân tích SPSS)
3.2.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA
Phân tích nhân tố khám phá EFA (Exploratory Factor Analysis) là phương pháp phân tích
thống kê dùng để rút gọn một tập hợp nhiều biến quan sát có mối tương quan với nhau thành một tập
biến (gọi là các nhân tố) ít hơn để chúng có ý nghĩa hơn nhưng vẫn chứa đựng hầu hết nội dung thông
tin của tập biến ban đầu (theo Hair và cộng sự, 2006).
Bảng 2: Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA
Rotated Component Matrixa
Component
1
2
3
4
5
6
7
AT3
AT1
AT2
AT4
AT6
AT5
AT7
.837
.825
.788
.768
.704
.699
.632
TNGHIEM1
TNGHIEM4
TNGHIEM2
TNGHIEM5
TNGHIEM3
QRTU2
TT3
.757
.755
.738
.728
.579
.524
.858
.814
.746
TT2
TT4
261
Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020
TT1
.648
.794
.774
.653
.633
.808
.751
.730
GIA4
GIA3
GIA5
GIA2
LT6
LT7
LT5
LT2
LT3
LT4
.832
.786
.648
QRTU1
QRTU3
QRTU4
TNGHIEM6
.813
.673
.642
.638
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.
Approx. Chi-Square
Df
.873
5538.812
Bartlett's Test of Sphericity
465
Sig.
.000
Total Variance Explained
Extraction Sums of Squared
Loadings
Compo
nent
Initial Eigenvalues
Rotation Sums of Squared
Loadings
Total
% of
Variance
28.243
14.444
8.213
5.295
4.392
4.030
3.508
3.041
2.654
2.583
2.329
2.060
1.852
1.754
1.587
1.464
1.311
1.223
1.184
1.037
.982
Cumulativ Total
% of
Variance
28.243
14.444
8.213
Cumulativ Total
% of
Variance
14.905
10.512
9.820
Cumulative %
e %
e %
1
2
3
4
5
6
7
8
8.755
4.478
2.546
1.641
1.362
1.249
1.087
.943
.823
.801
.722
.639
.574
.544
.492
.454
.406
.379
.367
.321
.304
.291
.270
.245
.237
.227
.205
28.243 8.755
42.688 4.478
50.901 2.546
56.196 1.641
60.588 1.362
64.618 1.249
68.126 1.087
71.168
73.821
76.404
78.734
80.794
82.646
84.400
85.987
87.451
88.761
89.984
91.168
92.205
28.243 4.620
42.688 3.259
50.901 3.044
56.196 2.799
60.588 2.582
64.618 2.478
68.126 2.337
14.905
25.417
35.237
44.265
52.593
60.588
68.126
5.295
4.392
4.030
3.508
9.028
8.329
7.994
7.538
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21
22
23
24
25
26
27
93.187
94.125
94.996
95.787
96.550
97.284
97.946
.939
.871
.791
.763
.733
.662
262
Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020
28
29
30
31
.187
.174
.144
.132
.602
.563
.464
.426
98.548
99.111
99.574
100.000
Extraction Method: Principal Component Analysis.
(Nguồn: Kết quả điều tra và phân tích SPSS)
Khi thang đo đạt độ tin cậy, các biến quan sát sẽ được sử dụng trong phân tích nhân tố khám
phá EFA với các yêu cầu sau:
(1) Hệ số KMO (Kaiser- Meyer- Olkin) ≥ 0.5 với mức ý nghĩa của kiểm định Bartlett ≤ 0.000,
(2) Hệ số tải nhân tố (Factor loading) ≥ 0.3,
(3) Tổng phương sai trích ≥ 50% và hệ số Eigenvalue > 1,
(4) Khác biệt hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố phải lớn hơn 0.3 để đảm
bảo giá trị phân biệt giữa các nhân tố,
(5) Sử dụng phương pháp trích Principal Component Analysis với phép xoay Varimax và điểm
dừng trích các yếu tố có Eigenvalue >1, khi phân tích EFA đối với thang đo.
Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA (Phụ lục 1) cho thấy còn 31 biến quan sát được nhóm
thành 7 nhân tố.
Hệ số KMO = 0.873 điều này chứng tỏ dữ liệu để phân tích nhân tố là hoàn toàn thích hợp.
Hệ số tải nhân tố (Factor loading) ≥ 0.3
Tổng phương sai trích = 68.126% ≥ 50% và hệ số Eigenvalue = 1.087 > 1, phương sai trích đạt
68.126% thể hiện 7 nhân tố giải thích được 68.126% biến thiên của dữ liệu
Thống kê Chi – square của kiểm định Bartlett’s đạt giá trị 465 với mức ý nghĩa 0.000 < 0.05,
lúc này bác bỏ giả thuyết Ho: các biến quan sát không có tương quan với nhau và thỏa mãn điều kiện
phân tích nhân tố.
Thực hiện phân tích nhân tố theo Principal components với phép quay Varimax. Kết quả cho
thấy 31 biến quan sát được nhóm thành 7 nhóm. Giá trị tổng phương sai trích = 68.126% > 50%: đạt
yêu cầu; khi đó có thể nói rằng 7 nhân tố này giải thích 68.126% biến thiên của dữ liệu. Giá trị hệ số
Eigenvalues của các nhân tố đều cao (>1), nhân tố thứ 7 có Eigenvalues thấp nhất là 1.087 > 1.
Từ kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA, một số biến quan sát thay đổi
Các hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0.5, và không có trường hợp biến nào cùng lúc tải lên cả hai
nhân tố với hệ số tải gần nhau. Nên các nhân tố đảm bảo được giá trị hội tụ và phân biệt khi phân tích
EFA.
Ngoài ra có một số sự xáo trộn các nhân tố, nghĩa là câu hỏi của nhân tố này bị nằm lẫn lộn với
câu hỏi của nhân tố kia. Tuy nhiên sự xáo trộn không đáng kể giữa các biến.
Qua bảng 1 và 2 ta có thể kết luận 6 nhân tố: sự an toàn, lòng tin, giá cả, thuận tiện, trải nghiệm
và quyền riêng tư có mối quan hệ với thái độ mua sắm trực tuyến của khách hàng giới trẻ tại thành phố
Buôn Ma Thuột.
3.3. Hàm ý cho nhà quản trị
Kết quả hồi quy cho thấy, hệ số R2 Adjusted = 0,567 nghĩa là hồi quy khá phù hợp với dữ liệu
và các biến số của mô hình phân tích. Các nhân tố trong mô hình giải thích được khoảng 56,7% biến
thiên của thái độ. Với giá trị Tolerance =1/VIF >1-R2 đối với tất cả các biến cho thấy mô hình không
vi phạm giả thiết về đa cộng tuyến và tự tương quan giữa các biến (Chu Mộng Ngọc, 2008). Trong các
263
Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020
nhân tố tác động (Bảng 3) thì 3 yếu tố giá cả, lòng tin và sự an toàn tác động lớn đến thái độ mua sắm
trực tuyến của giới trẻ. Trong đó yếu tố giá cả tác động mạnh nhất (0,251), tiếp đến là yếu tố lòng tin
và sự an toàn. Yếu tố thuận tiện, trải nghiệm ít ảnh hưởng đến thái độ mua sắm của đối tượng này. Đặc
biệt quyền riêng tư không có ý nghĩa về mặt thống kê.
Bảng 3: Phân tích hồi quy với biến phụ thuộc “Thái độ mua sắm trực truyến”
Model
Unstandardized
Coefficients
Standardized
Coefficients
t
Sig.
Collinearity Statistics
B
Std. Error
Beta
Tolerance
VIF
Hằng số
1.658
.111
.059
.032
.281
.222
.347
.055
.072
.071
.076
.074
4.778
2.032
.821
.450
3.705
2.991
.000
Sự an toàn
Trải nghiệm
Thuận tiện
Giá cả
.118
.052
.026
.251
.205
.003
.000
.000
.000
.003
.830
.704
.858
.614
.598
1.205
1.421
1.165
1.630
1.673
1
Lòng tin
Quyền riêng
tư
.086
.051
.096
1.697
.051
.873
1.146
(Nguồn: Kết quả điều tra và phân tích SPSS)
Từ kết quả hồi quy trên chúng ta có thể biểu thị mối quan hệ giữa 6 yếu tố tác tác động và thái
độ mua sắm trực tuyến của giới trẻ tại thành phố Buôn Ma Thuột với hệ số đã chuẩn hóa như sau:
Thái độ = 0,251*Giá cả + 0,205*Lòng tin + 0,118*Sự an toàn + 0,052*Trải nghiệm +
0,026*Thuận tiện.
Như vây giá cả là mối quan tâm hàng đầu của khách hàng giới trẻ khi thu nhập của họ ít, nhu
cầu mua sắm lại nhiều. Vì vậy các nhà thương mại điện tử cần có chính sách giá hợp lý như tiết kiệm
các chí phí trong quảng cáo, chi phí vận chuyển, lưu kho để tạo ra sự cạnh tranh về giá.
Lòng tin là yếu tố thứ hai có tác động tích cực đến thái độ mua sắm online của đối tượng này.
Khác với mua sắm truyền thống, mua sắm online thường bị những rủi ro về hình ảnh không thực với
thực tế. Họ hoàn toàn dựa vào hình ảnh để lựa chọn thay vì sờ vào hiện vật. Các nhà quản trị cần tạo
lòng tin đối với khách hàng bằng các biện pháp như được xem hàng trước khi thanh toán, tạo điều kiện
đổi trả dễ dàng hơn. Chăm sóc khách hàng bằng những cuộc gọi hỏi thăm hoặc quà tặng đối với những
khách hàng mua thường xuyên sẽ giúp khách hàng củng cố niềm tin trong mua sắm online.
An toàn trong bảo mật thông tin cá nhân cũng ảnh hưởng không nhỏ đến thái độ mua sắm trực
tuyến của giới trẻ. Ngày nay vấn đề an ninh mạng vẫn chưa được đảm bảo. Việc lấy cắp thông tin cá
nhân vẫn thường xuyên xảy ra. Nhiều bạn trẻ vẫn bị những lừa gạt từ những trộm cắp trực tuyến từ
việc lộ thông tin cá nhân của các nhà cung cấp online. Vì vậy vấn đề bảo mật trong thanh toán, trong
giao hàng cần được kiểm tra chặt chẽ.
Ngoài ra các doanh nghiệp cần tạo điều kiện để khách hàng có được sự thuận tiện và sự trải
nghiệm trong mua sắm trực tuyến như xây dựng trang Web thông minh, dễ dàng sử dụng cho phép
khách hàng dễ dàng tìm kiếm, so sánh giá cả, chất lượng sản phẩm...
4. Kết luận
Kết quả cho thấy có 31 biến gốc của thang đo thuộc 7 thành phần. Thông tin từ mẫu quan sát
cho thấy, đối tượng khảo sát là nữ, cán bộ viên chức trẻ, chủ yếu mua sắm các sản phẩm phục vụ nhu
cầu cá nhân: quần áo, giày dép. Từ kết quả kiểm định cho thấy sự phù hợp của mô hình lý thuyết đối
với các yếu tố tác động đến thái độ của giới trẻ trong mua sắm trực tuyến, cũng như các giả thuyết đưa
ra đều được chấp nhận trong nghiên cứu này đem lại một ý nghĩa thiết thực cho các doanh nghiệp kinh
doanh qua mạng trên địa bàn thành phố Buôn Ma Thuột. Giúp các doanh nghiệp kinh doanh trực tuyến
có được lượng khách hàng một cách hiệu quả nhất, tạo lợi thế cạnh tranh vượt trội và phát triển bền
264
Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020
vững trong thời kỳ khủng hoảng kinh tế. Tác giả đã tập trung nghiên cứu các yếu tố tác động đến thái
độ của giới trẻ trong mua sắm trực tuyến. Từ kết quả hồi quy, tác giả đã đưa ra những kiến nghị về giải
pháp mang tính thực tế về: giá cả, lòng tin, sự an toàn, trải nghiệm, thuận tiện. Với mong muốn giúp
doanh nghiệp kinh doanh hiệu quả hơn, thể hiện tính tích cực, chủ động, đáp ứng ngày càng tốt hơn
những mong đợi của khách hàng, từ đó tạo được niềm tin, đem lại hiệu quả kinh doanh tốt nhất cho
doanh nghiệp.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Ajzen và Fishbein (1975), Belief, Attitude, Intention and Behavior: An Introduction to theory and research,
Addition-Wesley, Reading, MA.
2. CBRE Việt Nam, (2015). Bản nghiên cứu xu hướng tiêu dùng khu vực Châu Á-Thái Bình Dương (APAC).
CBRE Việt Nam
3. Hoàng Quốc Cường (2010), Nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng mua hàng điện tử qua
mạng, Luận văn Thạc sĩ
4. Đỗ Lan, (2012). Mua hàng qua mạng: tiện ích và rủi ro. http://baodaklak.vn/channel/3484/201205/Mua-
hang-qua-mang-Tien-ich-va-ruiro2155293
5. Liu Xiao (2004), Empirical studies of consumer online shopping behaviour, Nation university of Singapore
6. Hair, JF. Anderson, R.E. Tatham and William C. Black (1998), Multivariate Data Analysis, Fifth Edition,
Prentice-Hall International, Inc
7. Hossein Rezace Dolat Abadi, Seyede Nasim Amirosadat Hafshejani, Faeze Kermani Zadeh (2011),
Considering factors that affect ggggusers’ online purchase intentions with using structural equation
ggggmodeling.
8. Jun Li Zhang (2011), An Empirical Analysis of Online Shopping ggggAdoption in China, Lincoln
University, Canterbury, New Zealand.
9. Hoàng Trọng, Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS, NXB Thống Kê
10. Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (1996), Using multivariate statistics, NewYork
11. Taylor và Todd (1995) (1995), Understanding Information Technology, Usage: A Test of Competing
Models, Information Systems Research
12. Thương mại điện tử Việt Nam, (2015). Tổng kêt 5 năm chính sách pháp lụât Thuơng mại điện tử và ứng
dụng thuơng mại điện tử trong cộng đồng. Hiệp hội doanh nghiệp Việt Nam
13. Nguyễn Thị Hải Yến, (2010). Nghiên cứu các nhân tố tác động đến ý định mua sắm trực tuyến (Online
Shopping) của người tiêu dùng. Nghiên cứu Khoa học, Đại học Đông Á.
265
10 trang
20200
Free
Bạn đang xem tài liệu "Yếu tố tác động đến thái độ của giới trẻ trong mua sắm trực tuyến - Trường hợp nghiên cứu tại thành phố Buôn Ma Thuột", để tải tài liệu gốc về máy hãy click vào nút Download ở trên
File đính kèm:
- yeu_to_tac_dong_den_thai_do_cua_gioi_tre_trong_mua_sam_truc.pdf
