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: hieptu1990@gmail.com 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

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

Mô hình TRA (Thuyết hành vi hoạch định)

Sơ đồ 1: Mô hình Thuyết hành động hợp lý TRA

257

Kỷ y

yếu Hội thảo

quốc tế “Thư

ương mại và p

hân phối” lần

0 n 2 năm 2020

of Reasone thời gian. M nhất về hàn ai yếu tố là bằng nhận th lại các ích thì có thể d ờng thông q hững người ớng mua của ùng và (2) đ

ed Action) đ Mô hình TR nh vi tiêu dù thái độ và c hức về các lợi cần thiế dự đoán gần qua những n i này thích h a người tiêu động cơ của

được Ajzen RA (Ajzen v ùng. Để qua chuẩn chủ q thuộc tính ết và có mứ n kết quả lự người có liê hay không t u dùng phụ t a người tiêu

và Fishbein và Fishbein, an tâm hơn quan của kh của sản phẩ ức độ quan a chọn của ên quan đến thích họ mu thuộc: (1) m u dùng làm

n xây dựng 1975) cho về các yếu hách hàng. ẩm. Người trọng khác người tiêu người tiêu ua. Mức độ mức độ ủng theo mong

Thuyế năm 1967 v từ ấy xu hướng thấ góp phần đ tố ong mô hìn Tr tiê êu dùng sẽ c nh hau. Nếu biế ùng. Yếu tố dù ùng (như gia dù c động của y tác /phản đối đ hộ uốn của nhữ mu

ết hành động và được hiệ g tiêu dùng đến xu hướn nh TRA, thá chú ý đến n ết trọng số c chuẩn chủ q a đình, bạn b yếu tố chuẩn đối với việc ững người c

g hợp lý TR ệu chỉnh mở là yếu tố d ng mua thì ái độ được những thuộc của các thu quan có thể bè, đồng ng n chủ quan mua của ng ó ảnh hưởn

RA (Theory ở rộng theo dự đoán tốt n xem xét ha đo lường b c tính mang uộc tính đó t được đo lư ghiệp,…); n đến xu hướ gười tiêu dù ng.

và Fishbein động hợp lý ể thực hiện h p nhận sử dụ ro Davis, D mputer) và h u quyết định ử dụng, các

n, (1975) đề ý với giả đị hành vi đó. ụng thương D. Fred, và A hành vi ngư h sử dụng th c tác giả đã đ

ề xuất mô h ịnh rằng mộ Joongho A mại điện tử Arbor, Ann ười sử dụng hương mại đưa vào mô

ình lý thuyế ột hành vi c Ahn, Jinsoo ử E-CAM b , (1989) giả g máy tính. điện tử. Bê ô hình TAM

ết hành vi h có thể được Park, và Do bằng cách tí ải thích các Liu Xiao (2 n cạnh yếu M yếu tố nhậ

hoạch định t c dự báo ho ongwon Le ích hợp mô yếu tố tổng 2004) đã mở tố nhận thứ ận thức rủi r

trên cơ sở ph oặc giải thí ee (2001) đã hình TAM g quát về sự ở rộng mô ức sự hữu íc ro tác động

hát triển lý ch bởi các ã xây dựng với thuyết chấp nhận hình TAM ch và nhận vào ý định

Ajzen thu uyết hành đ uyết định để qu mô ô hình chấp hận thức rủi nh áy tính (com má nghiên cứu để ức tính dễ sử thứ dụng. sử

h C-TAM- dụng công

Taylor TP PB, mở rộng ghệ, mô hình ng

r và Todd (1 g cho ra kết h TPB mở r

1995) đề xu t quả rằng m ộng cung cấ

uất kết hợp m mô hình TA ấp một sự h

mô hình TA AM tốt hơn hiểu biết toàn

AM và mô h trong việc n diện hơn v

hình TPB th dự báo quy về quyết địn

hành mô hìn yết định sử nh hành vi.

Mô hì

ình nghiên

cứu đề xuấ

ất

y về thái độ i mua sắm tr

của người trực tuyến c

mua trong ủa người tiê

thị trường êu dùng tại

thư thà

ứ vào kết q iện tử kết hợ ôn Ma Thuộ

quả của các ợp với nhữn ột để đưa ra

nghiên cứu ng khác biệt a mô hình ng

u trước đây t về hành vi ghiên cứu:

Căn cứ ương mại đi ành phố Buô

Sự 1) ự an toàn (H1

) Lòng tin (H2) L

Giá cả (H3)

THÁI ĐỘ M T TRỰC TR MUA SẮM RUYẾN Th 4) huận tiện (H4

Trả ải nghiệm (H H5)

Quy yền riêng tư ( (H6)

ình 1: Mô hì ình yếu tố tá ác động dến t thái độ của g giới trẻ đối v với mua sắm m trực tuyến Hì

H1: Sự

ự an toàn ca

ao trong mu

ua sắm trực t

tuyến sẽ giú

úp khách hà

àng tiếp tục

mua sắm

H2: Lò

òng tin khác

ch hàng càn

ng lớn sẽ thú

úc đẩy họ m

mua sắm trực

c tuyến nhiề

ều hơn

25

8

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

Biến quan sát Trung bình thang đo nếu loại biến Hệ số tương quan biến - tổng Hệ số Alpha nếu loại biến Phương sai thang đo nếu loại biến Hệ số Alpha = 0.905

24.1100 24.0867 24.0467 24.0667 24.0400 24.1600 24.1300 .743 .705 .774 .730 .723 .709 .640 .888 .892 .884 .889 .890 .891 .900

19.102 19.344 18.653 19.046 19.216 18.911 19.063 Hệ số Alpha = 0.868 16.149 16.372 16.284 15.644 15.690 16.830 24.0900 24.2567 24.1833 24.0333 24.0467 24.0567 .568 .612 .639 .747 .738 .580 .860 .853 .849 .834 .836 .857 Sự an toàn AT1 AT2 AT3 AT4 AT5 AT6 AT7 Lòng tin LT1 LT2 LT3 LT4 LT5 LT6

260

Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020

24.0133 .618 .852

16.1600 16.2100 16.2400 16.2000 16.2567 .619 .647 .807 .783 .635 .862 .856 .816 .822 .859 16.702 Hệ số Alpha = 0.871 8.422 8.079 7.487 7.552 8.278 Hệ số Alpha = 0.852 LT7 Giá GIA1 GIA2 GIA3 GIA4 GIA5 Thuận tiện

12.2567 12.2233 12.2533 12.1967 .605 .752 .797 .628 .850 .787 .767 .839

18.5400 18.4600 18.5733 18.4400 18.3700 18.8167 .643 .542 .613 .635 .538 .373 .747 .771 .754 .750 .772 .810

TT1 TT2 TT3 TT4 Trải nghiệm TNGHIEM1 TNGHIEM2 TNGHIEM3 TNGHIEM4 TNGHIEM5 TNGHIEM6 Quyền riêng tư QRTU1 QRTU2 QRTU3 QRTU4 10.7500 10.9000 10.7400 10.7100 4.693 4.415 4.250 4.787 Hệ số Alpha = 0.799 10.189 10.550 10.125 10.314 10.950 11.401 Hệ số Alpha = 0.755 5.352 5.247 4.554 4.909 .537 .405 .674 .514 .673 .748 .587 .683

(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 4 3 1 2 5 6 7

.837 .825 .788 .768 .704 .699 .632

.757 .755 .738 .728 .579 .524

AT3 AT1 AT2 AT4 AT6 AT5 AT7 TNGHIEM1 TNGHIEM4 TNGHIEM2 TNGHIEM5 TNGHIEM3 QRTU2 TT3 TT2 TT4 .858 .814 .746

261

Kỷ yếu Hội thảo quốc tế “Thương mại và phân phối” lần 2 năm 2020

.648

.794 .774 .653 .633

.808 .751 .730

.832 .786 .648

TT1 GIA4 GIA3 GIA5 GIA2 LT6 LT7 LT5 LT2 LT3 LT4 QRTU1 QRTU3 QRTU4 TNGHIEM6 .813 .673 .642 .638

KMO and Bartlett's Test Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.

Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square Df Sig. .873 5538.812 465 .000

Total Variance Explained Initial Eigenvalues Extraction Sums of Squared Loadings Rotation Sums of Squared Loadings Compo nent Total % of Total % of Total % of Cumulative %

Variance 28.243 14.444 8.213 5.295 4.392 4.030 3.508 Variance 14.905 10.512 9.820 9.028 8.329 7.994 7.538 14.905 25.417 35.237 44.265 52.593 60.588 68.126

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 .939 .871 .791 .763 .733 .662 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 Cumulativ e % 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 93.187 94.125 94.996 95.787 96.550 97.284 97.946 Cumulativ e % 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 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27

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 t Sig. Collinearity Statistics Unstandardized Coefficients B Std. Error Standardized Coefficients Beta Tolerance VIF

1

1.658 .111 .059 .032 .281 .222 .347 .055 .072 .071 .076 .074 4.778 2.032 .821 .450 3.705 2.991 .118 .052 .026 .251 .205 .000 .003 .000 .000 .000 .003 .830 .704 .858 .614 .598 1.205 1.421 1.165 1.630 1.673

.086 .051 1.697 .096 .051 .873 1.146 Hằng số Sự an toàn Trải nghiệm Thuận tiện Giá cả Lòng tin Quyền riêng tư

(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