Nghiên cứu những yếu tố ảnh hưởng đến hành vi mua sắm trực tuyến của sinh viên tại trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh

Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0

ID: YSCF.317
NGHIÊN CỨU NHỮNG YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HÀNH VI MUA SẮM
TRỰC TUYẾN CỦA SINH VIÊN TẠI TRƯỜNG ĐẠI HỌC CƠNG NGHIỆP
THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH
ĐỒN THỊ THANH THƯ1, ĐÀM TRÍ CƯỜNG1
1

Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh

,

Tóm tắt. Cùng với công nghệ kỹ thuật số đang ngày càng phát triển không ngừng trong xã hội hiện nay,
việc mua sắm trực tuyến đang ngày càng phổ biến và hứa hẹn sẽ là thị trường sôi động và đem lại doanh
thu cao cho các doanh nghiệp bán lẻ. Với mong muốn đi sâu phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi
mua hàng của khách hàng, tác giả đã nghiên cứu hành vi mua hàng của khách hàng là sinh viên tại trường
Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh. Nghiên cứu này tập trung đo lường các yếu tố ảnh hưởng
đến hành vi mua hàng trực tuyến của sinh viên trường Đại học Cơng Nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh. Dựa
trên phương pháp nghiên cứu định tính và định lượng, tham khảo và điều chỉnh các lý thuyết có liên quan
để đưa ra mơ hình nghiên cứu phù hợp nhằm đánh giá sự tác động của các yếu tố đến ý định mua sắm trực
tuyến của sinh viên. Kết quả nghiên cứu với kích thước mẫu là 309 sinh viên tại trường Đại học Cơng
nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh cho thấy có 6 yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến hành vi mua hàng trực
tuyến của sinh viên là: (1) nhận thức sự hữu ích; (2) nhận thức dễ sử dụng; (3) rủi ro nhận thức; (4) niềm
tin; (5) giá cả; (6) chuẩn chủ quan. Từ đó, các tác giả đưa ra hàm ý quản trị cho các doanh nghiệp tham
khảo để đưa ra các chiến lược kinh doanh và Marketing cho việc bán hàng trực tuyến, song song đó cải
thiện nâng cao hành vi mua sắm trực tuyến của sinh viên.

Từ khóa. Mua sắm trực tuyến, hành vi, sinh viên
FACTORS AFFECTING STUDENTS 'ONLINE SHOPPING AT INDUSTRIAL

UNIVERSITY OF HO CHI MINH CITY
Abstract: Along with digital technology that is constantly developing in today's society, online shopping
is increasingly popular and promises to be a vibrant market and bring high revenue for retail businesses.
With the desire to analyze in depth the factors affecting the buying behavior of customers, the author has
studied the buying behavior of student customers at the Industrial University of Ho Chi Minh City. This
study focuses on measuring factors affecting online buying behavior of students of Industrial University of
Ho Chi Minh City. Based on qualitative and quantitative research methods, refer to and adjust relevant
theories to come up with an appropriate research model to evaluate the impact of factors on online shopping
intentions of student. Research results with a sample size of 324 students at the Industrial University of Ho
Chi Minh City show that there are 6 important factors that affect students' online buying behavior: (1)
perceive usefulness; (2) easy to use perception; (3) cognitive risks; (4) belief; (5) price; (6) subjective
standards. From there, the authors give the implications of managing businesses to refer to business and
marketing strategies for online sales, while improving students' online shopping behavior.

Keywords: Online shopping, behavior, student.
1 GIỚI THIỆU
Internet đã đóng một vai trị quan trọng trong cuộc sống hàng ngày của chúng ta, mọi người có thể nói
chuyện thơng qua Internet tới một người thực sự ở bên kia Trái đất, có thể gửi email suốt ngày đêm, có thể
tìm kiếm thơng tin, có thể chơi trị chơi với người khác và thậm chí có thể mua đồ trực tuyến. Trong khi
đó, mua sắm qua Internet đã được chấp nhận rộng rãi như một cách mua sản phẩm và dịch vụ đã trở thành
© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh

175


Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0

một phương tiện phổ biến hơn trong thế giới Internet (Bourlakis và cộng sự, 2008). Nó cũng cung cấp cho
người tiêu dùng nhiều thông tin và sự lựa chọn hơn để so sánh sản phẩm và giá cả, nhiều sự lựa chọn hơn,

tiện lợi, dễ dàng hơn để tìm kiếm bất cứ thứ gì trực tuyến (Butler và Peppard, 1998). Mua sắm trực tuyến
đã được chứng minh là mang lại sự hài lòng hơn cho người tiêu dùng hiện đại tìm kiếm sự tiện lợi và tốc
độ (Yu và Wu, 2007).
Với sự phát triển bùng nổ hiện nay, Internet đã trở thành một phần quan trọng trong hoạt động mua sắm
của nhiều người tiêu dùng. Công nghệ thông tin đã và đang được con người áp dụng rộng rãi vào hầu hết
các lĩnh vực trên toàn thế giới, trong đó có hoạt động kinh tế tồn cầu. Với tốc độ phát triển vượt bậc trong
những năm qua, Internet đã trở thành phương tiện phổ biến trong truyền thơng, dịch vụ và thương mại trên
tồn cầu. Cùng với sự phát triển mạnh mẽ của Internet, mua sắm trực tuyến hay còn gọi là mua sắm qua
mạng đã trở thành một phương thức mua sắm phổ biến và ngày càng phát triển trên thế giới (Ramachandran
và cộng sự, 2011).
Việc mua sắm trên Internet đã tăng lên ở các quốc gia đang phát triển như châu Âu. Cụ thể, giá trị mua sắm
trên Internet của Anh và Pháp lần lượt tăng 15,8% và 16,6% (warc.com, 2014). Ở châu Á, dung lượng giao
dịch Internet của Trung Quốc đã tăng từ 261 tỷ NDT năm 2009 lên 523 tỷ NDT vào năm 2010 (Jun, 2011).
Hòa vào xu thế chung của thế giới, Việt Nam được dự báo là quốc gia tiềm năng trong lĩnh vực mua sắm
trực tuyến. Tồn cầu hóa và Internet phát triển làm thay đổi cách thức kinh doanh của người Việt Nam.
Việt Nam là một quốc gia với thị trường phát triển nhanh, một môi trường phù hợp để các nhà nghiên cứu
khám phá động lực thúc đẩy người tiêu dùng áp dụng hình thức mua sắm trên thiết bị di động (Le và cộng
sự, 2013; Lin và cộng sự, 2014).
Theo thống kê của VNETWORK là một công ty công nghệ thông tin vào năm 2020, hiện đang có 68,17
triệu người đang sử dụng dịch vụ internet tại Việt Nam vào tháng 1 năm 2020. Trong đó, tổng số người sử
dụng các dịch vụ có liên quan tới internet tại Việt Nam đã chính thức tăng khoảng 6,2 triệu (tăng hơn +
10,0%) kể từ năm 2019 tính đến năm 2020. Ngồi ra, tình hình sử dụng Internet ở Việt Nam trên tổng dân
số người Việt hiện đang đứng ở mức 70% tính đến thời điểm là tháng 1 năm 2020 (Vnetwork.vn, 2020).
Hệ thống mua sắm trực tuyến ngày càng được tổ chức khoa học hơn, cũng vì thế các hoạt động giao dịch
dần trở nên sôi nổi hơn, hệ thống mua bán trực tuyến ngày càng mở rộng về quy mô và chất lượng. Giới
trẻ, đặc biệt là học sinh, sinh viên ngày càng bị hấp dẫn bởi loại hình mua bán này. Tác giả muốn nhấn
mạnh đến đối tượng sinh viên, sinh viên hiện nay là đối tượng luôn đi đầu trong việc nắm bắt và thấu hiểu
nhanh chóng với cơng nghệ mới. Vì thế, đây là thị trường tiềm năng cho các doanh nghiệp muốn thành
công trong lĩnh vực mua bán trực tuyến. Dự báo đến 2020, Việt Nam có khoảng 30% dân số tham gia mua
sắm trực tuyến nhờ vào thế hệ ngày càng ưa chuộng mua sắm trực tuyến, trong đó, gần một nửa là người

tiêu dùng dưới 30 tuổi. Đây cũng là tệp khách hàng chi tiêu nhiều hơn từ 19-35% so với các nhóm tuổi
khác, theo khảo sát tài chính cá nhân của Nielsen (Nielsen, 2019). Với sự phát triển của cơng nghệ, giới trẻ
ngày nay có thể thực hiện các giao dịch mọi lúc, mọi nơi với những thao tác đơn giản trên máy tính hay
qua điện thoại. Có đến 72% người dân Việt Nam sở hữu điện thoại thông minh, tạo cơ hội tuyệt vời cho sự
phát triển của các nền tảng TMĐT trong nước. Thanh toán bằng thẻ cũng là xu hướng tiêu dùng mới hiện
nay, với 62% người tiêu dùng dưới 35 tuổi thường sử dụng các loại thẻ ngân hàng, thẻ liên kết cho mục
đích mua sắm online (kenh14.vn, 2019). Từ đó, tác giả đã xác định được sinh viên chính là đối tượng đi
đầu trong nhóm khách hàng mục tiêu. Chính vì thế, tác giả đã chọn và nghiên cứu đề tài “Nghiên cứu các
yếu tố ảnh hưởng đến hành vi mua hàng trực tuyến của sinh viên tại trường Đại học Công nghiệp
Thành phố Hồ Chí Minh”.

2 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU
2.1 Cơ sở lý thuyết
2.1.1 Khái niệm hành vi người tiêu dùng
Peter D.Bennet (1988), “hành vi của người tiêu dùng là những hành vi mà người tiêu dùng thể hiện trong
việc tìm kiếm, mua, sử dụng, đánh giá sản phẩm và dịch vụ mà họ mong đợi sẽ thỏa mãn nhu cầu cá nhân
176

© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh


Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0

của họ”. Lamb và cộng sự (2000), “hành vi của người tiêu dùng là một quá trình mơ tả cách thức mà người
tiêu dùng ra quyết định lựa chọn và loại bỏ một loại sản phẩm hay dịch vụ”.
Philip Kotler (2000) hành vi người tiêu dùng được định nghĩa là: “Hành vi khách hàng là những hành vi cụ
thể của một cá nhân khi thực hiện các quyết định mua sắm, sử dụng và vứt bỏ sản phẩm hay dịch vụ”. Hay
nói cách khác hành vi người tiêu dùng là tập hợp các hành vi, phản ứng, suy nghĩ của người tiêu dùng trong
suốt quá trình mua hàng. Hành vi này bắt đầu từ khi người tiêu dùng có nhu cầu đến sau khi mua sản phẩm.

Quá trình trên gọi là quá trình ra quyết định mua của người tiêu dùng. Nhìn chung, các định nghĩa về hành
vi người tiêu dùng đều tập trung vào các khía cạnh q trình ra quyết định mua của người tiêu dùng nhận
biết, tìm kiếm thơng tin, đánh giá mua hàng, mua hàng, phản ứng sau mua của khách hàng và mối quan hệ
tương tác giữa q trình đó với các yếu tố bên ngoài tác động trực tiếp, gián tiếp vào nó.
2.1.2 Khái niệm mua sắm trực tuyến
Mua sắm trực tuyến là một hình thức của thương mại điện tử cho phép người tiêu dùng có thể trực tiếp mua
hàng hóa hay dịch vụ từ một người bán trên Internet sử dụng một trình duyệt web (Nupur, 2015). Theo
định nghĩa trong nghiên cứu của (Monsuwe et al., 2004) thì mua sắm trực tuyến là hành vi của người tiêu
dùng trong việc mua sắm thông qua các cửa hàng trên mạng Internet hoặc website sử dụng các giao dịch
mua sắm trực tuyến. Theo nghiên cứu của Li & Zang (2002), hành vi mua sắm trực tuyến (còn được gọi là
hành vi mua hàng qua mạng, hành vi mua sắm qua Internet) là quá trình mua sản phẩm dịch vụ qua Internet.
Và trong nghiên cứu này, tác giả tiếp cận mua sắm trực tuyến theo quan điểm “mua sắm trực tuyến là hành
vi mua sắm hàng hóa hoặc dịch vụ thơng qua mạng Internet”.
2.1.3 Khái niệm hành vi mua sắm trực tuyến
Hành vi mua sắm trực tuyến là thủ tục mua các sản phẩm và dịch vụ thông qua Internet (Moshreft Javadi
và cộng sự, 2012). Mua hàng qua mạng (hành vi mua sắm trực tuyến) được định nghĩa là hành vi của người
tiêu dùng trong việc mua sắm thông qua các cửa hàng trên mạng hoặc website sử dụng các giao dịch mua
hàng trực tuyến (Monsuwe và cộng sự, 2004). Hành vi mua hàng qua mạng của người tiêu dùng được dựa
trên giao diện các website, hình ảnh về sản phẩm được đăng tải trên mạng (Lohse and Spiller, 1998; Parkand
Kim, 2003).
2.1.4 Lý thuyết chấp nhận công nghệ (TAM - Technology Acceptance Model)
Mơ hình chấp nhận cơng nghệ TAM (Technology Acceptance Model) được phát triển từ mơ hình hành
động hợp lý và hành vi dự định bởi (Davis, 1989) để dự đốn việc chấp nhận các dịch vụ, hệ thống cơng
nghệ thơng tin. Mục đích của mơ hình này là dự đốn khả năng chấp nhận của một cơng cụ và xác định các
sửa đổi phải được đưa vào hệ thống để làm cho nó được người dùng chấp nhận. Mơ hình này gợi ý rằng
khả năng chấp nhận của một hệ thống thông tin được xác định bởi hai yếu tố chính: tính hữu ích được cảm
nhận và tính dễ sử dụng được cảm nhận.
2.1.5 Thuyết hành động hợp lý (TRA)
Mơ hình TRA được đề xuất vào năm 1975 bởi Fishbein và Azjen. Mơ hình được thành lập để dự báo về ý
định (Fishbein & Ajzen, 1975). Lý thuyết về hành động hợp lý Fishbein và Ajzen (1975) là một trong những

lý thuyết phổ biến nhất được sử dụng và nói về một yếu tố xác định ý định hành vi của thái độ của một
người đối với hành vi.
Fishbien và Ajzen (1975) đã định nghĩa “thái độ” là sự đánh giá của cá nhân về một đối tượng và “niềm
tin” được định nghĩa như một liên kết giữa một đối tượng và một số thuộc tính, và “hành vi” được xác định
là kết quả hoặc ý định.
2.1.6 Thuyết hành vi có kế hoạch (TPB)
Lý thuyết về hành vi có kế hoạch (TPB) là phần mở rộng của lý thuyết hành động hợp lý (TRA) (Fishbein
& Ajzen, 1975; Ajzen & Fishbein, 1980). Ajzen (1991) đã phát triển lý thuyết về hành vi có kế hoạch nói
© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh

177


Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0

về một yếu tố xác định ý định hành vi của thái độ của một người đối với hành vi. Hai yếu tố đầu tiên giống
với lý thuyết về hành động hợp lý (Fishbein và Ajzen, 1975). Yếu tố thứ ba được gọi là hành vi kiểm soát
được nhận thức là kiểm soát mà người dùng nhận thấy có thể hạn chế hành vi của họ.
Mơ hình TPB được áp dụng để nghiên cứu các mối quan hệ giữa niềm tin, thái độ, ý định hành vi và hành
vi. Theo lý thuyết này, hành vi của con người là kết quả của ba niềm tin khác nhau: hành vi (niềm tin về
hậu quả có thể xảy ra của hành vi), chuẩn mực (niềm tin về kỳ vọng của người khác) và kiểm soát (niềm
tin về các yếu tố có thể tạo điều kiện hoặc cản trở việc áp dụng hành vi). Những niềm tin này là những yếu
tố quyết định thái độ đối với hành vi, chuẩn mực chủ quan và sự kiểm soát nhận thức, là những yếu tố dự
đoán ý định thực hiện một hành vi nhất định. Niềm tin được ghi nhận là một trong những lý do chính ngăn
cản người tiêu dùng mua sắm trực tuyến, nếu niềm tin không được xây dựng thì giao dịch trực tuyến sẽ
khơng thể xảy ra. Do đó, niềm tin của khách hàng đối với những người bán hàng trực tuyến là cơ sở để hoạt
động mua sắm trực tuyến diễn ra.
2.1.7 Mơ hình chấp nhận và sử dụng cơng nghệ (UTAUT)
Mơ hình lý thuyết hợp nhất về chấp nhận và sử dụng công nghệ (UTAUT) được xây dựng bởi Venkatesh

(2003). Mơ hình UTAUT được sử dụng khơng nhiều nhưng có những điểm vượt trội hơn so với những mơ
hình khác (Yu, 2012).
Mơ hình UTAUT được xây dựng với 4 yếu tố cốt lõi quyết định chấp nhận và sử dụng. Theo lý thuyết này,
4 yếu tố đóng vai trị ảnh hưởng trực tiếp đến hành vi chấp nhận và sử dụng của người tiêu dùng, bao gồm:
Hiệu quả kỳ vọng, Nỗ lực kỳ vọng, ảnh hưởng xã hội và điều kiện thuận lợi. Ngoài ra cịn các yếu tố ngoại
vi (giới tính, độ tuổi, sự tự nguyện và kinh nghiệm) điều chỉnh đến ý định sử dụng. Mơ hình này được nhìn
nhận là tích hợp các yếu tố thiết yếu của các mơ hình khác, xem xét ảnh hưởng của các nhân tố đến ý định
sử dụng và hành vi sử dụng có sự phân biệt bởi các yếu tố ngoại vi (giới tính, trình độ, tuổi, kinh nghiệm,
sự tự nguyện) và đã được thử nghiệm và chứng minh tính vượt trội so với các mơ hình khác (Venkatesh
and Zhang, 2010).
2.2 Giả thuyết nghiên cứu
Dựa trên việc tham khảo các nghiên cứu liên quan mà tác giả đã tìm hiểu được cho thấy rằng: nhận thức sự
hữu ích, nhận thức dễ sử dụng, rủi ro nhận thức, niềm tin, giá cả và chuẩn chủ quan là các yếu tố ảnh hưởng
đến hành vi mua sắm trực tuyến. Mức độ của sự tác động này tùy thuộc vào sự khác nhau của tình hình
kinh tế, xã hội giữa các quốc gia, khu vực, tỉnh thành. Từ lập luận trên, tác giả đã đưa ra các giả thuyết sau
nhằm áp dụng cho việc nghiên cứu khoa học.
2.2.1 Nhận thức sự hữu ích và hành vi mua sắm trực tuyến
Nhận thức sự hữu ích là “Mức độ để một người tin rằng việc sử dụng các hệ thống ứng dụng riêng biệt sẽ
làm tăng hiệu quả/ năng suất làm việc của họ đối với một công việc cụ thể”. (Davis, 1986), Hasslinger và
các cộng sự (2007) đã đề cập đến việc người tiêu dùng nhận thấy rằng việc mua hàng qua mạng giúp họ
tiết kiệm thời gian, giảm cơng sức và có thể mua sắm bất kỳ lúc nào. (Darian, 1987), (Carson và cộng sự,
1996) và (Burke, 1997) cũng kết luận rằng mua sắm trực tuyến đã tạo được lợi thế cạnh tranh hơn so với
hình thức mua sắm truyền thống vì việc tìm kiếm thơng tin về sản phẩm, đặt hàng trực tuyến và dịch vụ
giao hàng tận nhà giúp khách hàng tiết kiệm thời gian. Nazir và cộng sự (2012) đã chứng minh sự tìm kiếm
sản phẩm và dịch vụ thơng qua internet sẽ nhanh chóng và chi phí thấp hơn nhiều. Sử dụng cơng cụ tìm
kiếm trên internet sẽ dễ dàng tìm những sản phẩm và dịch vụ phù hợp, có thể khám phá ra nhiều loại hàng
hóa, trong khi mua sắm truyền thống gặp nhiều khó khăn như mất nhiều thời gian và chi phí (Moshref
Javadi và cộng sự, 2012). (Chen và cộng sự, 2005) cho rằng việc mua sắm trực tuyến sẽ được cảm nhận là
hữu ích và đạt hiệu suất trong cơng việc nếu đặc điểm của hệ thống mua sắm trực tuyến phù hợp với yêu
cầu và cung cấp một giá trị đáng kể cho người sử dụng. Họ tìm thấy rằng nhận thức sự hữu ích có một tác

động tích cực lên thái độ và ý định của người mua hàng trực tuyến. Vì vậy, giả thuyết sau đây được xây
dựng.

178

© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh


Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0

H1: Nhận thức sự hữu ích có mối tương quan đồng biến lên hành vi mua sắm trực tuyến
2.2.2 Nhận thức tính dễ sử dụng và hành vi mua sắm trực tuyến
Nhận thức tính dễ sử dụng là “Mức độ mà một người tin rằng sử dụng hệ thống đặc thù mà không cần sự
nỗ lực” (Davis, 1986). Nhận thức tính dễ sử dụng theo mơ hình cơng nghệ TAM của Davis and Arbor
(1989) đề cập đến việc người tiêu dùng tin rằng việc sử dụng hệ thống, sản phẩm cơng nghệ thơng tin sẽ
khơng địi hỏi nhiều sự nỗ lực và họ sẽ cảm thấy dễ dàng khi sử dụng sản phẩm. Những nghiên cứu trước
đây đã chỉ ra rằng sự dễ sử dụng sẽ làm tăng nhận thức về sự hữu ích và ảnh hưởng lên ý định mua sắm của
khách hảng (Davis, 1989; Hong và cộng sự, 2006; Hsieh và Liao, 2011). Gefen và cộng sự (2005), nghiên
cứu ảnh hưởng của nhận thức tính dễ sử dụng trên sự tin tưởng trong lĩnh vực mua sắm trực tuyến. Họ thấy
rằng nhận thức tính dễ sử dụng có một ảnh hưởng tích cực lên sự tin tưởng vì nó giúp thúc đẩy khách hàng
trong việc sử dụng dịch vụ mua sắm trực tuyến lần đầu và hơn nữa làm cho khách hàng là sẵn sàng duy trì
mối quan hệ giữa người mua và người bán.
H2: Nhận thức tính dễ sử dụng có mối tương quan đồng biến lên hành vi mua sắm trực tuyến
2.2.3 Rủi ro nhận thức và hành vi mua sắm trực tuyến
Theo kết quả nghiên cứu của Xiang Yan và Shiliang Dai (2009), quyết định mua hàng trực tuyến chịu ảnh
hưởng bởi 2 nhóm nhân tố đó là nhận thức lợi ích và nhận thức rủi ro. Nhận thức lợi ích tác động tích cực
đến quyết định mua sắm trực tuyến và nhận thức rủi ro tác động tiêu cực đến quyết định mua sắm trực tuyến
của khách hàng. Rủi ro nhận thức ảnh hưởng trực tiếp đến hành vi tiêu dùng trực tuyến và ý định mua hàng
của họ. Khi rủi ro nhận thức của người tiêu dùng cao, ý định mua hàng trực tuyến của người tiêu dùng thấp

và khi rủi ro nhận thức của người tiêu dùng thấp, ý định mua hàng trực tuyến của người tiêu dùng cao. Đối
với mua sắm trực tuyến thì nhận thức mức độ rủi ro thường cao hơn so với mua sắm truyền thống do người
mua khơng nhìn thấy hình ảnh thật sự của sản phẩm và không tiếp xúc trực tiếp với người bán hàng (Park
& Stoel, 2005).
H3: Rủi ro nhận thức có mối tương quan nghịch biến lên hành vi mua sắm trực tuyến
2.2.4 Niềm tin và hành vi mua sắm trực tuyến
Trong nghiên cứu của Jarvenpaa và Tractinsky (1999), lịng tin được mơ tả là có ảnh hưởng gián tiếp đến
ý định mua hàng. Niềm tin giúp người tiêu dùng thoải mái chia sẻ thông tin cá nhân, mua hàng và thực hiện
theo lời khuyên của nhà cung cấp web, việc người tiêu dùng sẵn sàng mua hàng từ người bán trên Internet
phụ thuộc vào niềm tin của người tiêu dùng đối với cửa hàng. Theo lý thuyết hành động hợp lý, hoạt động
mua sắm trên Internet có thể được coi là một loại hiện tượng hoạt động có chủ đích cũng bị ảnh hưởng bởi
lịng tin của người tiêu dùng (Jong & Lee, 2000). Chow và Chan (2008) cho rằng niềm tin không những
ảnh hưởng đến thái độ mà còn ảnh hưởng đến ý định mua sắm của người tiêu dùng. Trên cơ sở đó, giả
thuyết được tác giả đề xuất như sau:
H4: Niềm tin có mối tương quan đồng biến lên hành vi mua sắm trực tuyến
2.2.5 Giá cả và hành vi mua sắm trực tuyến
“Giá sản phẩm là một khoản tiền mà một khách hàng phải trả cho người bán để có được quyền sử dụng một
sản phẩm cụ thể” (Needham, 1996). Theo Nguyễn Thu Hà và Gizaw (2014) khi nghiên cứu mua nhãn hàng
riêng đã chứng minh giá cả là yếu tố quan trọng quyết định đến quyết định mua của người tiêu dùng. Quyết
định mua tăng lên khi khách hàng cảm nhận chi phí mà họ phải trả để mua sản phẩm là phù hợp. Cảm nhận
về giá ảnh hưởng rất nhiều đến quyết định mua sản phẩm của người tiêu dùng. Các nhận thức về giá giải
thích thơng tin về một sản phẩm và cung cấp ý nghĩa sâu sắc cho người tiêu dùng (Kotler và Keller, 2016).
Do đó, giá cả là một yếu tố quan trọng trong việc mua quyết định, đặc biệt là đối với các sản phẩm thường
xuyên được mua và đến lượt nó, ảnh hưởng đến các lựa chọn cửa hàng, sản phẩm và thương hiệu nào để
bảo trợ (Faith và Agwu, 2014).

© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh

179

Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0

H5: Giá cả có mối tương quan đồng biến lên hành vi mua sắm trực tuyến
2.2.6 Chuẩn chủ quan và hành vi mua sắm trực tuyến
(Senecal và Nantel, 2002) “nguồn thông tin tham khảo ảnh hưởng đến ý định của người tiêu dùng khi mua
sản phẩm trực tuyến”. Cá nhân có xu hướng hành động theo những nguyên tắc họ cho rằng những người
họ thân thiết, yêu quý, ngưỡng mộ hoặc các nhóm tham khảo khác mong muốn (McClelland’s, 1987).
Nghiên cứu của Nguyễn Phong Tuấn (2011), Heru Iranto (2015) đã khẳng định chuẩn mực chủ quan ảnh
hưởng thuận chiều với ý định mua hàng của người tiêu dùng.
H6: Chuẩn chủ quan có mối tương quan đồng biến lên hành vi mua sắm trực tuyến
2.3 Mơ hình nghiên cứu
Dựa trên lý thuyết về ý định hành vi, học thuyết, thực trạng, các kết quả nghiên cứu khoa học liên quan và
tham khảo ý kiến của giảng viên hướng dẫn, tác giả đề xuất mơ hình nghiên cứu nhằm thực hiện mục tiêu
nghiên cứu ban đầu “Các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi mua hàng trực tuyến của sinh viên tại trường Đại
học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh”. Mơ hình nghiên cứu sẽ thể hiện mối quan hệ giữa các nhân tố
độc lập với nhân tố phụ thuộc.

NHẬN THỨC SỰ HỮU ÍCH
H1 (+)
NHẬN THỨC DỄ SỬ DỤNG

H2 (+)
H3 (-)

RỦI RO NHẬN THỨC

NIỀM TIN

HÀNH VI MUA
SẮM TRỰC
TUYẾN

H4 (+)
H5 (+)

GIÁ CẢ

H6 (+)

CHUẨN CHỦ QUAN

Hình 1: Mơ hình tác giả nghiên cứu
(Nguồn: Tác giả đề xuất)

3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Nghiên cứu này được thực hiện bằng cách khảo sát 309 sinh viên nhằm thu thập dữ liệu khảo sát, thực hiện
thông qua bảng câu hỏi khảo sát trực tiếp. Thông tin thu thập được dùng để đánh giá độ tin cậy và giá trị
của thang đo, kiểm định thang đo, kiểm định sự phù hợp của mơ hình. Sau khi thu thập và loại bỏ các bảng
câu hỏi khơng đạt u cầu, tác giả tiến hành mã hóa và nhập số liệu, sau đó số liệu được tiến hành xử lý
bằng phần mềm SPSS 20.0. Số liệu của nghiên cứu được phân tích thơng qua các bước sau:
-

180

Kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha.
Phân tích nhân tố khám phá EFA.
Phân tích tương quan tuyến tính Pearson.
Phân tích phương trình hồi quy tuyến tính.

© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh


Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0

- Phân tích ANOVA,… để xác định các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi mua sắm trực tuyến của sinh
viên tại trường Đại học Công Nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh
- Kết quả nghiên cứu sẽ cho biết mức độ ảnh hưởng của các yếu tố tác động đến hành vi mua hàng
trực tuyến của sinh viên và từ đó tác giả có thể đưa ra kết luận và khuyến nghị phù hợp.
3.1 Chọn mẫu nghiên cứu và thang đo nghiên cứu
Vì đối tượng khảo sát khơng đồng nhất về độ tuổi, giới tính, thu nhập,… nên tác giả lựa chọn phương pháp
lấy mẫu thuận tiện. Theo Nguyễn Đình Thọ (2011), phương pháp lấy mẫu này là phương pháp chọn mẫu
phi xác xuất, tác giả lấy mẫu dựa trên sự thuận lợi và có thể chọn các đối tượng có thể tiếp cận được. Kỹ
thuật lấy mẫu thuận tiện được tác giả sử dụng thông qua hình thức khảo sát trực tiếp trên giấy tại trường
Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh. Tuy nhiên, để đảm bảo tính đại diện của mẫu nghiên cứu,
tác giả sẽ cố gắng lựa chọn các đơn vị mẫu sinh viên từ tất cả các khoa của trường Đại học Cơng nghiệp
Thành phố Hồ Chí Minh khi tiến hành khảo sát (Hair và cộng sự, 2009), đối với phân tích nhân tố khám
phá EFA thì cỡ mẫu tối thiểu phải gấp năm lần tổng số biến quan sát trong các thang đo. Đề tài này của tác
giá có 28 biến quan sát nên cần số mẫu là 140 (28 x 5 = 140) quan sát. Do đó, tác giả tiến hành khảo sát
320 sinh viên tại trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh đã từng mua sắm trực tuyến để đảm
bảo độ tin cậy cho bài nghiên cứu. Nghiên cứu sử dụng thang đo Likert 5 điểm (1 – hồn tồn khơng đồng
ý đến 5 – hoàn toàn đồng ý), áp dụng cho 7 thang đo với 28 biến quan sát. Nội dung cụ thể như sau:
Bảng 1: Thang đo các nhóm nhân tố nghiên cứu
STT

MÃ
HĨA

THANG ĐO

NGUỒN

NHẬN THỨC SỰ HỮU ÍCH
1

HI1

Mua sắm trực tuyến giúp tìm kiếm thơng tin nhanh chóng

2

HI2

Mua sắm trực tuyến giúp tiết kiệm thời gian

3

HI3

Mua hàng trực tuyến sẽ giúp tránh được những phiền phức khó
chịu

4

HI4

Tơi có thể mua sắm trực tuyến bất cứ nơi nào

Nguyễn Lê Phương Thanh
(2013);
Bagozzi và Warshaw
(1989)

NHẬN THỨC DỄ SỬ DỤNG
5

DS1

Khi mua sắm trực tuyến tôi dễ dàng tìm được thơng tin về sản
phẩm

6

DS2

Mua sắm trực tuyến dễ dàng thanh toán khi đặt hàng

7

DS3

8

DS4

Mua sắm trực tuyến giúp dễ dàng so sánh đặc tính giữa các sản
phẩm
Mua hàng trực tuyến dễ dàng tìm kiếm sản phẩm phù hợp với

mong muốn

Nguyễn Lê Phương Thanh
(2013); Venkatesh and
Davis (2001)

RỦI RO NHẬN THỨC
9

NT1

Tôi lo lắng về chất lượng sản phẩm không giống với mơ tả trên
website

10

NT2

Tơi lo lắng có nhiều rủi ro về hàng hóa trong q trình giao hàng

11

NT3

Tơi lo lắng về sự chậm trễ trong việc nhận sản phẩm

12

NT4

Tôi lo lắng về độ bảo mật thông tin cá nhân

Mohammad
Hossein Moshref Javadi
(2012)

NIỀM TIN
13

TT1

Tôi tin rằng website X cung cấp thông tin trung thực về sản
phẩm

© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh

Jarvenpaa và cộng sự
(2000);

181


Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0
14

TT2

15

TT3

16

TT4

Tôi tin rằng website X đáng tin cậy
Tôi tin rằng website X sẽ thực hiện các cam kết (đổi trả, bảo
hành)
Tôi tin rằng website X hướng đến lợi ích tốt nhất cho khách
hàng

McKnight và cộng sự
(2002);
Rong Li và cộng sự (2007)

GIÁ CẢ
17

GC1

Mua sắm trực tuyến dễ dàng so sánh giá giữa các sản phẩm

18

GC2

Mua sắm trực tuyến sẽ được hưởng các mức giá ưu đãi

19

GC3

Giá của sản phẩm khi mua bao gồm hết tất cả chi phí

20

GC4

Mua sắm trực tuyến sẽ được hưởng những đợt giảm giá hấp dẫn

Hasslinger và cộng sự
(2007);
Oded Lowengart và cộng
sự (2001)

CHUẨN MỰC CHỦ QUAN
21

CCQ1

22

CCQ2

23

CCQ3

24

CCQ4

Gia đình và bạn bè có ảnh hưởng đến quyết định sử dụng dịch
vụ mua sắm trực tuyến của tơi
Đồng nghiệp của tơi có ảnh hưởng đến quyết định sử dụng dịch
vụ mua sắm trực tuyến của tôi
Các phương tiện truyền thông ảnh hưởng đến quyết định sử
dụng dịch vụ mua sắm trực tuyến của tôi
Tôi thấy hầu hết mọi người xung quanh tôi đều sử dụng dịch vụ
mua sắm trực tuyến

Ajzen và Fishbein (1975);
Dai và Palvia (2009);
Chong và cộng sự (2012);
Kalinic và Marinkovic
(2015)

Ý ĐỊNH MUA SẮM TRỰC TUYẾN
25

YĐM1

26

YĐM2

27

YĐM3

28

YĐM4

Khi có điều kiện thích hợp, tơi sẽ sử dụng dịch vụ mua sắm trực
tuyến
Tôi sẽ sử dụng dịch vụ mua sắm trực tuyến trong thời gian tới
Tôi sẽ sử dụng dịch vụ mua sắm trực tuyến nhiều hơn trong
tương lai
Tôi sẵn sàng giới thiệu bạn bè, người thân mua sắm trực tuyến

Ajzen và Fishbein (1975);
Davis (1985);
Davis và cộng sự (1989);
Zarmpou và cộng sự
(2012);
Zhang và cộng sự (2012);
Kalinic và Marinkovic
(2015)
(Nguồn: Tác giả tổng hợp)

4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Bằng phương pháp khảo sát trực tiếp lấy ý kiến, mẫu khảo sát phát ra 320 mẫu và thu về được 309 mẫu
khảo sát có câu trả lời hợp lệ (chiếm 96.56%) dùng làm dữ liệu cho nghiên cứu. Vì vậy, tác giả tiến hành
phân tích dữ liệu với 309 mẫu.
4.1 Thống kê mơ tả
Bảng 2: Đặc điểm mẫu khảo sát
Thơng tin
Giới tính

Năm học

Hành vi mua

182

Chi tiết
Nam
Nữ
Năm nhất
Năm 2
Năm 3
Năm 4
Đã từng mua
Đang mua
Chưa từng mua

Số lượng
139
170
159
44
39
67
141
168
0

Tỷ lệ (%)

45%
55%
51,5%
14,2%
12,6%
21,7%
45,6%
54,4%
0%

© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh


Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0
Dưới 6 tháng
Từ 6 tháng đến 1 năm
Trên 1 năm
Dưới 3 lần/tháng
Từ 3- 5 lần/tháng
Trên 5 lần/tháng

Thời gian

Mức độ

66
56
187
146

123
40

21,4%
18,1%
60,5%
47,2%
39,8%
12,9%

(Nguồn: Tác giả tổng hợp khảo sát trên phần mềm SPSS)

Theo bảng số liệu, ta thấy nữ chiếm tỷ lệ cao hơn so với nam, đa số là năm nhất và đang mua sắm trực
tuyến, với thời gian trên 1 năm và dưới 3 lần/tháng là nhiều nhất.
4.2 Kiểm định độ tin cậy của thang đo với hệ số Cronbach’s Alpha
Theo mơ hình nghiên cứu, có 7 nhân tố gồm 6 nhân tố biến độc lập và 1 nhân tố biến phụ thuộc thể hiện sự
ảnh hưởng của các yếu tố đến ý định mua sắm trực tuyến của sinh viên trường Đại học Công Nghiệp Thành
Phố Hồ Chí Minh. Sau đây tác giả sẽ kiểm định độ tin cậy của những nhân tố này bằng cách dùng phân tích
Cronbach’s Alpha.
Kết quả ở bảng 3 cho thấy, các thang đo đều có hệ số tin cậy Cronbach Alpha lớn hơn 0,6. Hệ số tương
quan biến tổng của các biến quan sát đều lớn hơn 0,3. Vì vậy, tất cả 24 biến quan sát thuộc thang đo các
thành phần và 4 biến quan sát thuộc thang đo Ý định mua đều đạt độ tin cậy.
Bảng 3: Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha.
Thang đo thành phần
Nhận thức sự hữu ích

Số biến quan sát
ban đầu
4

Hệ số Cronbach’s
Alpha
0.750

Hệ số tương quan biến
tổng
≥ 0.461

Nhận thức dễ sử dụng

4

0.715

≥ 0.445

Rủi ro nhận thức

4

0.813

≥ 0.563

Niềm tin

4

0.862

≥ 0.659

Giá cả

4

0.855

≥ 0.660

Chuẩn mực chủ quan

4

0.752

≥ 0.496

Ý định mua sắm trực tuyến

4

0.866

≥ 0.707

(Nguồn: Tác giả tổng hợp khảo sát trên phần mềm SPSS)

4.3 Phân tích nhân tố EFA
4.3.1 Phân tích nhân tố EFA cho biến độc lập

Trong nghiên cứu này, tác giả nghiên cứu giả thuyết ban đầu có 6 nhân tố độc lập tác động đến Hành vi mua
sắm trực tuyến của sinh viên trường Đại học Công Nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh. Để phân tích EFA cho
thang đo này, tác giả tiến hành xem xét nhân tố trích cho 6 nhân tố: Nhận thức sự hữu ích (HI1, HI2, HI3,
HI4); Nhận thức dễ sử dụng (DS1, DS2, DS3, DS4); Rủi ro nhận thức (RR1, RR2, RR3, RR4), Niềm tin
(NT1, NT2, NT3, NT4); Giá cả (GC1, GC2, GC3, GC4); Chuẩn chủ quan (CCQ1, CCQ2, CCQ3, CCQ4).
Bảng 5. Tóm tắt kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA

1
NT2

.846

NT4
NT1

.783
.779

Rotated Component Matrixa
Component
2
3
4

© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh

5

6

183


Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0
NT3
.766
GC4
GC2
GC1
GC3
RR2
RR1
RR3
RR4
CCQ4
CCQ1
CCQ3
CCQ2
HI4
HI2
HI1
HI3
DS2
DS3
DS1
KMO = 0.829
Sig = 0.000
Eigenvalues = 1.084
Tổng phương sai trích = 64.093%

.842
.836
.833
.815
.866
.813
.772
.737
.751
.728
.690
.597
.785
.723
.695
.602
.760
.700
.680

(Nguồn: Tác giả tổng hợp khảo sát trên phần mềm SPSS)

Kết quả phân tích EFA cho các biến độc lập của ma trận xoay nhân tố (Rotated Component Matrix) cho
thấy, hệ số tải nhân tố của các biến quan sát thỏa điều kiện khi phân tích nhân tố, hệ số tải nhân tố của các
biến quan sát ≥ 0,5. Và nhân tố tạo ra là 6 nhân tố, các nhân tố này đảm bảo yêu cầu khi phân tích hồi quy
tuyến tính. Tuy nhiên, tác giả loại biến DS4 do biến này có hệ số tải nhỏ hơn 0,5. Đồng thời kiểm định
Bartlett cho thấy giữa các biến trong tổng thể có mối tương quan với nhau (mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05)
với hệ số KMO = 0.829 (0.5 < KMO < 1). Tổng phương sai trích là 64.093 có nghĩa là giải thích được
64.093% sự biến thiên của dữ liệu.

4.3.2 Phân tích nhân tố EFA cho biến phụ thuộc
Bảng 6: Tóm tắt kết quả phân tích EFA cho các biến phụ thuộc

YDM2
YDM1
YDM4
YDM3
KMO = 0.826
Sig = 0.000
Eigenvalues = 2.854
Tổng phương sai trích = 71.342%

Component Matrixa
Component
1
.853
.847
.840
.838

(Nguồn: Tác giả tổng hợp khảo sát trên phần mềm SPSS)

184

© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh


Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0

Kết quả phân tích EFA của biến phụ thuộc của ma trận xoay nhân tố (Rotated Component Matrix) cho thấy,
hệ số tải nhân tố của các biến quan sát đều thỏa điều kiện khi phân tích nhân tố, hệ số tải nhân tố của các
biến quan sát ≥ 0,5. Đồng thời kiểm định Bartlett cho thấy giữa các biến trong tổng thể có mối tương quan
với nhau (mức ý nghĩa sig = 0.000 < 0.05) với hệ số KMO = 0.826 (0.5 < KMO < 1). Tổng phương sai trích
là 71.342 có nghĩa là giải thích được 71.342% sự biến thiên của dữ liệu.
4.4 Phân tích tương quan Pearson
Bảng 7. Kiểm định tương quan của mô hình
YDM

NT
.562**
.000
309
.377**
.000
309

RR
.037
.523
309
.123*
.031
309

CCQ
.595**
.000
309
.457**

.000
309

GC

Pearson Correlation
YDM Sig. (2-tailed)
N
Pearson Correlation
HI
Sig. (2-tailed)
N

309
.635**
.000
309

Pearson Correlation

.562**

.468**

1

.407**

.020

.496**

.056

.000
309

.000
309

309

.000
309

.721
309

.000
309

.330
309

Pearson Correlation

.562**

.377**

.407**

1

-.056

.489**

.158**

Sig. (2-tailed)
N
Pearson Correlation
Sig. (2-tailed)
N
Pearson Correlation
Sig. (2-tailed)
N
Pearson Correlation
Sig. (2-tailed)
N

.000
309
.037
.523
309
.595**
.000
309

.083
.146
309

.000
309
.123*
.031
309
.457**
.000
309
.032
.579
309

.000
309
.020
.721
309
.496**
.000
309
.056
.330
309

309
-.056

.328
309
.489**
.000
309
.158**
.005
309

.328
309
1

.000
309
-.024
.679
309
1

.005
309
.069
.227
309
.104
.069
309
1

DSD

NT

RR

CCQ

GC

Sig. (2-tailed)
N

1

Correlations
HI
DSD
**
.635
.562**
.000
.000
309
309
1
.468**
.000
309
309

309
-.024
.679
309
.069
.227
309

309
.104
.069
309

.083
.146
309
.032
.579
309

309

(Nguồn: Tác giả tổng hợp khảo sát trên phần mềm SPSS)

Từ kết quả Pearson cho thấy các biến độc lập HI, DSD, NT, CCQ có mối tương quan thuận chiều với biến
phụ thuộc YDM vì các hệ số tương quan (Pearson Correlation) của các biến độc lập và biến phụ thuộc
đều dương. Hệ số Sig của các biến độc lập đều có giá trị < 0,05 do đó chúng cho thấy chúng có ý nghĩa về
mặt thống kê. Tuy nhiên, ta có thể thấy 2 biến độc lập là RR và GC có hệ số Sig > 0.05, do đó ta loại 2
biến này vì khơng có tương quan tuyến tính và khơng có ý nghĩa thống kê.

4.5 Phân tích hồi quy và kiểm định giả thuyết
Bảng 8: Kiểm định ANOVA
ANOVAa
Mơ hình
Tổng độ lệch bình phương Df (bậc tự do) Độ lệch bình phương bình quân Hệ số F Sig.
Regression
99.704
4
24.926 113.298 .000b
Residual
66.881
304
.220
1
Total
166.585
308
a. Nhân tố phụ thuộc: YDM
b. Nhân tố dự đốn: (Khơng đổi), CCQ, HI, NT, DSD
(Nguồn: Tác giả tổng hợp khảo sát trên phần mềm SPSS)

© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh

185


Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0

Từ bảng kết quả phân tích ANOVA cho thấy, với độ tin cậy 95% (Sig. = 0,000 < 0,05) có nghĩa là mơ

hình lý thuyết phù hợp với dữ liệu thực tế nghiên cứu, các biến độc lập trong mơ hình có tương quan với
biến phụ thuộc.
Bảng 9: Kết quả phân tích mơ hình hồi quy
Coefficientsa
Hệ số chưa chuẩn hóa

Hệ số đã chuẩn hóa

Mơ hình

1

Hằng số
HI
DSD
NT
CCQ

B

Độ lệch chuẩn

Beta

-.045
.367
.191
.236
.240

.182
.045
.045
.042
.050

.354
.188
.244
.221

Thống kê đa cộng
tuyến
t Sig. Độ chấp
nhận
VIF
của biến
-.247 .805
8.148 .000 .700
1.429
4.206 .000 .662
1.511
5.650 .000 .711
1.407
4.792 .000 .621
1.611

(Nguồn: Tác giả tổng hợp khảo sát trên phần mềm SPSS)

Dựa vào bảng kết quả phân tích trong bảng trên cho thấy, kết quả hồi quy có 6 nhân tố độc lập đạt mức ý

nghĩa sig. < 0.05 bao gồm HH (0.000), DSD (0.000), NT (0.000), CCQ (0.000). Bên cạnh đó, hệ số phóng
đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor) của các biến trong mơ hình có giá trị từ 1.429 đến 1.611
nhỏ hơn 2. Điều này chứng tỏ, mơ hình hồi quy không vi phạm giả thuyết của hiện tượng đa cộng tuyến,
mơ hình có ý nghĩa thống kê, nên các nhân tố trong mơ hình được chấp nhận.
Kết quả từ Bảng 4.9 cho thấy, tất cả các chỉ số VIF đều nhỏ hơn 10 chứng tỏ các biến độc lập không có
quan hệ chặt chẽ với nhau, do đó mơ hình hồi qui khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
•
Mơ hình hồi quy tuyến tính chưa được chuẩn hóa như sau: YDM = -0.045 + 0.367*HI + 0.191*DSD
+ 0.236*NT + 0.240*CCQ
•
Mơ hình hồi quy tuyến tính được chuẩn hóa như sau: CN = 0.354*HI + 0.188*DSD + 0.244*NT +
0.221*CCQ. Theo phương trình hồi quy chuẩn hóa thì nhân tố Nhận thức sự hữu ích tác động mạnh nhất
tới ý định mua, thứ hai là nhân tố Niềm tin, thứ ba là nhân tố Chuẩn chủ quan, thứ tư là nhân tố Nhận thức
dễ sử dụng.

5 HÀM Ý QUẢN TRỊ
Yếu tố “Nhận thức sự hữu ích” có mối quan hệ cùng chiều, và là nhân tố tác động mạnh nhất đến “Ý định
mua sắm trực tuyến” của sinh viên trường Đại học Cơng Nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh với β = 0,354.
Sinh viên đánh giá đồng ý với những yếu tố: Tìm kiếm thơng tin nhanh chóng, tiết kiệm thời gian, tránh
những phiền phức khó chịu và mua sắm bất cứ thời gian nào. Điều này cho thấy lợi ích vốn có của thương
mại trực tuyến so với thương mại truyền thống đã thu hút sự mua sắm của khách hàng ngày càng cao và xu
hướng này sẽ tiếp tục tăng trưởng nhanh trong thời đại công nghiệp kỹ thuật số. Các doanh nghiệp cần nỗ
lực đẩy mạnh và củng cố hình ảnh thương hiệu, đầu tư vào các chiến dịch tiếp thị nhằm nâng cao hiểu biết
của người tiêu dùng về mua sắm trực tuyến, củng cố hệ thống thông tin để hỗ trợ khách hàng tìm kiếm
thơng tin sản phẩm chính xác vừa nhanh chóng vừa hiệu quả để tiết kiệm được thời gian mua sắm. Ngồi
ra, cịn giúp khách hàng thuận tiện, linh hoạt hơn vì có thể mua sắm trực tuyến vào bất kì thời gian nào và
có thể tránh được các phiền phức như vị trí địa lý, giao thông, thời tiết... Đặc biệt, việc bán hàng sẽ tốt hơn
cho các doanh nghiệp khi nhu cầu của người tiêu dùng được ưu tiên.
Yếu tố “Niềm tin” có mối quan hệ cùng chiều và là nhân tố tác động mạnh thứ 2 đến “Ý định mua sắm trực
tuyến” của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh với β = 0,244. Sinh viên đánh

giá đồng ý với những yếu tố: Cung cấp thông tin trung thực, đáng tin cậy, thực hiện cam kết và hướng đến
lợi ích tốt nhất cho khách hàng. Chính vì vậy, các doanh nghiệp kinh doanh trực tuyến cần cung cấp thơng

186

© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh


Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0

tin trung thực về sản phẩm, cải thiện chất lượng và hiệu suất của ứng dụng, phát triển các chính sách đảm
bảo lợi ích cho khách hàng như đổi trả, bảo hành… và các chính sách liên quan đến bảo mật thông tin cá
nhân, những điều này có thể giúp khách hàng tin tưởng hơn trong việc mua sắm trực tuyến. Bên cạnh đó,
các cơng ty phải xây dựng lòng tin của người tiêu dùng bằng cách cung cấp chi tiết thơng tin sản phẩm,
hình ảnh thực tế và chứng nhận để loại bỏ sự nghi ngại của khách hàng, ln nỗ lực vì lợi ích của khách
hàng bằng cách xử lý kịp thời, hợp lý và thỏa đáng các khiếu nại của khách hàng, tuân thủ các chính sách
đã cơng bố.
Yếu tố “Chuẩn chủ quan” có mối quan hệ cùng chiều và là nhân tố tác động mạnh thứ 3 đến “Ý định mua
sắm trực tuyến” của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh với β = 0.221. Sinh
viên đồng ý với việc tham khảo từ những nguồn thông tin như: Gia đình, bạn bè, đồng nghiệp và phương
tiện truyền thông. Các doanh nghiệp nên đầu tư vào các chiến dịch tiếp thị tiếp cận người tiêu dùng có ảnh
hưởng đến những người mua trực tuyến, chẳng hạn như người thân, bạn bè và đồng nghiệp… và những
người tiêu dùng này sẽ tự động giới thiệu và quảng bá sản phẩm của doanh nghiệp khi họ nhận thấy được
đó là các sản phẩm tốt. Tập trung vào các chính sách ưu đãi đối với việc giới thiệu người thân, bạn bè mua
hàng. Đẩy mạnh truyền thông quảng cáo thông qua mạng xã hội.
Yếu tố “Nhận thức dễ sử dụng” có mối quan hệ cùng chiều và là yếu tố được đánh giá tác động yếu nhất
đến “Ý định mua sắm trực tuyến” của sinh viên trường Đại học Công nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh với
β = 0.188. Sinh viên đánh giá đồng ý với những yếu tố: Dễ dàng tìm được thơng tin về sản phẩm, dễ dàng
thanh tốn khi đặt hàng và dễ dàng so sánh đặc tính giữa các sản phẩm. Doanh nghiệp nên xây dựng một

trang web thân thiện, dễ hiểu, dễ sử dụng cho mọi người dùng, kể cả những người không am hiểu về công
nghệ. Do giao diện tương tác trực tiếp với khách hàng nên cần được thiết kế tương thích và phù hợp với
từng loại thiết bị, chỉ nên làm nổi bật những thứ mà khách hàng thực sự có nhu cầu sử dụng, tránh những
quảng cáo cản tầm nhìn của người dùng, và phải được thiết kế để nhanh chóng và dễ sử dụng để hỗ trợ
người tiêu dùng tìm kiếm nhanh chóng thơng tin chi tiết về sản phẩm, dễ dàng tìm kiếm được sản phẩm
phù hợp với mong muốn và so sánh các đặc tính của sản phẩm. Ngồi ra, doanh nghiệp cần tích hợp nhiều
phương thức thanh tốn khác nhau, chẳng hạn như: Thanh toán khi nhận hàng, thanh tốn qua thẻ tín dụng,
ví điện tử (momo, airpay)… để khách hàng có thể dễ dàng lựa chon phương thức thanh toán phù hợp trong
việc mua sắm trực tuyến.

6 KẾT LUẬN
Mua sắm trực tuyến đã trở thành một phương thức mua sắm phổ biến và ngày càng phát triển trên thế giới
cũng như tại Việt Nam. Do quá trình mua sắm được thực hiện thông qua mạng Internet, nên mua sắm trực
tuyến có rất nhiều ưu điểm so với mua sắm truyền thống.
Đối với doanh nghiệp, bán hàng qua mạng được coi là một kênh phân phối hiệu quả, nó giúp doanh nghiệp
giảm thiểu các chi phí cũng như xóa bỏ các rào cản về địa lý. Đối với người tiêu dùng, mua sắm trực tuyến
đem lại cho họ rất nhiều lợi ích như: giao dịch nhanh chóng, tiết kiệm thời gian, dễ dàng tìm kiếm thơng
tin sản phẩm, giá cả hấp dẫn…Chính vì thế, tỉ lệ người tiêu dùng mua sắm trực tuyến và doanh thu từ hoạt
động này không ngừng gia tăng theo thời gian.
Đề tài đã khảo sát bằng bảng hỏi cho 309 sinh viên tại trường Đại học Cơng Nghiệp Thành phố Hồ Chí
Minh và đã sử dụng mơ hình phân tích nhân tố khám phá cho việc xác định nhân tố ảnh hưởng chủ yếu đến
ý định mua sắm trực tuyến của sinh viên tại trường Đại học Cơng Nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh, bao
gồm: Nhận thức sự hữu ích, Niềm tin, Chuẩn chủ quan, Nhận thức dễ sử dụng. Trên cơ sở các nhân tố ảnh
hưởng, một số giải pháp cũng đã đề xuất nhằm nâng cao ý định mua sắm trực tuyến theo thứ tự ưu tiên của
các giải pháp theo mức độ ảnh hưởng của các nhân tố.
Trong bài báo, tác giả cũng đã thể hiện, trình bày quy trình nghiên cứu, thiết kế nghiên cứu sao cho theo
trình tự một cơng trình nghiên cứu khoa học cho mơ hình lí thuyết. Bên cạnh thực hiện quy trình nghiên
cứu theo thiết kế đã đề ra cùng với phần mềm hỗ trợ là công cụ SPSS 20.0, bài báo đã đưa ra được kết quả
© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh

187


Hội nghị Khoa học trẻ lần 3 năm 2021 (YSC2021) – IUH
Ngày 06/8/2021 ISBN: 978-604-920-124-0

chi tiết về sự ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến đối với sinh viên tại trường Đại học Cơng Nghiệp
Thành phố Hồ Chí Minh.

TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1] Ajzen, I., & Fishbein, M., 1975. Attitude-behaviour relations: A theoretical analysis and review of empirical
research. Psychological Bulletin, 84, 888-918.
[2] Ajzen, I., 1991. The theory of planned behaviour. Organizational Behaviour and Human Decision Processes, 50,
179-211.
[3] Alambaigi, A., & Ahangari, I., 2016. Technology acceptance model (TAM) as a predictor model for explaining
agricultural expert’s behavior in acceptance of ICT. International Journal of Agricultural Management and
Development (IJAMAD), 6(1047-2017-1663), 235-247.
[4] Crespo, A. H., & del Bosque, I. R., 2008. The effect of innovativeness on the adoption of B2C e-commerce: A
model based on the Theory of Planned Behaviour. Computers in Human Behavior, 24(6), 2830-2847.
[5] Davis, F. D., 1989. Perceived usefulness, perceived ease of use, and user acceptance of information
technology. MIS quarterly, 319-340.
[6] Eroglu, E., 2014. The changing shopping culture: Internet consumer behavior. Review of Business Information
Systems (RBIS), 18(1), 35-40.
[7] Hà, H. Understanding the determinants to use behavior of mobile banking: extending utaut model with perceived
risk and trust.
[8] Javadi, M. H. M., Dolatabadi, H. R., Nourbakhsh, M., Poursaeedi, A., & Asadollahi, A. R., 2012. An analysis of
factors affecting on online shopping behavior of consumers. International Journal of Marketing Studies, 4(5),
81.
[9] Katawetawaraks, C., & Wang, C., 2011. Online shopper behavior: Influences of online shopping decision. Asian
journal of business research, 1(2).

[10] Kenh14.vn, 2019. Thương mại điện tử- Xu hướng của những công dân số. />[11] Lim, Y. J., Osman, A., Salahuddin, S. N., Romle, A. R., & Abdullah, S., 2016. Factors influencing online
shopping behavior: the mediating role of purchase intention. Procedia economics and finance, 35, 401-410.
[12] Mishra, S., 1970. Adoption of m-commerce in India: Applying theory of planned behaviour model. The Journal
of Internet Banking and Commerce, 19(1), 1-17.
[13] Rose, S., & Dhandayudham, A., 2014. Towards an understanding of Internet-based problem shopping behaviour:
The concept of online shopping addiction and its proposed predictors. Journal of behavioral addictions, 3(2), 8389.
[14] Thắng, H. N., 2016. Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến của người tiêu dùng Việt Nam: Nghiên
cứu mở rộng thuyết hành vi có hoạch định. VNU Journal of Science: Economics and Business, 32(4).
[15] Thanh, N. L. P., 2013. Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến của khách hàng tại Việt
Nam (Doctoral dissertation, Luận văn thạc sĩ, Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh).
[16] và Lê, N. T. B. C., & Đào, N. X., 2014. Phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến hành vi mua sắm trực tuyến của
người tiêu dùng Thành phố Cần Thơ.
[17] Yu, T. K., & Wu, G. S., 2007. Determinants of internet shopping behavior: An application of reasoned behaviour
theory. International Journal of Management, 24(4), 744.
[18] Zhou, L., Dai, L., & Zhang, D., 2007. Online shopping acceptance model-A critical survey of consumer factors
in online shopping. Journal of Electronic commerce research, 8(1), 41.

188

© 2021 Trường Đại học Cơng nghiệp Thành phố Hồ Chí Minh