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:
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 Bn Ma Thuột thơng qua mơ
hình 6 yếu tố: Sự an tồn, lịng 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 mn màu mn vẻ, đủ hình dáng và
kích cỡ (Nguyễn Thị Hải Yến, 2010).
Thành phố Bn 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 khơng 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
Hồng 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
tốn điện tử đối với nhóm người đã từng sử dụng thanh toán điện tử dựa theo mơ 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 sốt hành vi. Cịn đối với nhóm người chưa sử
dụng thanh tốn 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 mơ hình TAM và mơ
hình E-CAM.
Các nghiên cứu nước ngồi
Mơ hình TRA (Thuyết hành vi hoạch định)
Niềm tin đối với những thuộc
tính SP
Đo lường niềm tin đối với
những thuộc tính của SP
Niềm tin về những người ảnh

hưởng sẽ nghĩ rằng tôi nên
hay không nên mua SP
Sự thúc đẩy làm theo ý muốn
của những người ảnh hưởng

Thái độ
Xu hướng
hành vi

Hành vi thực
sự

Chuẩn chủ
quan

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

257


Kỷ yyếu Hội thảo quốc tế “Thư
ương mại và phân phối” lần
n 2 năm 20200

Thuyếết hành độngg hợp lý TR
RA (Theory of Reasoneed Action) đđược Ajzen và Fishbein
n xây dựng
từ năm 1967 và
v được hiệệu chỉnh mở
ở rộng theo thời gian. Mơ

M hình TR
RA (Ajzen vvà Fishbein, 1975) cho
thấấy xu hướngg tiêu dùng là yếu tố ddự đoán tốt nhất
n về hàn
nh vi tiêu dùùng. Để quaan tâm hơn về các yếu
tố góp phần đến
đ xu hướnng mua thì xem xét haai yếu tố là thái độ và cchuẩn chủ qquan của kh
hách hàng.
Trong mơ hìnnh TRA, tháái độ được đo lường bằng
b
nhận th
hức về các thuộc tính của sản phẩ
ẩm. Người
tiêêu dùng sẽ chú
c ý đến nnhững thuộcc tính mang lại các ích lợi cần thiếết và có mứ
ức độ quan trọng khác
nh
hau. Nếu biếết trọng số ccủa các thuuộc tính đó thì
t có thể dự
d đốn gầnn kết quả lựa chọn của người tiêu
dù
ùng. Yếu tố chuẩn chủ qquan có thể được đo lường thơng qua
q những nngười có liêên quan đến người tiêu
dù
ùng (như giaa đình, bạn bbè, đồng ngghiệp,…); những ngườii này thích hhay khơng tthích họ mu
ua. Mức độ
tácc động của yếu
y tố chuẩnn chủ quan đến xu hướ
ớng mua củaa người tiêuu dùng phụ tthuộc: (1) mức
m độ ủng

hộ/phản đối đối
đ với việc mua của nggười tiêu dù
ùng và (2) động
đ
cơ củaa người tiêuu dùng làm theo mong
mu
uốn của nhữ
ững người có ảnh hưởnng.
Ajzen và Fishbeinn, (1975) đềề xuất mơ hình lý thuyếết hành vi hhoạch định ttrên cơ sở ph
hát triển lý
thu
uyết hành động
đ
hợp lýý với giả địịnh rằng mộ
ột hành vi có
c thể đượcc dự báo hooặc giải thích bởi các
qu
uyết định đểể thực hiện hhành vi đó. Joongho Ahn,
A
Jinsoo Park, và Doongwon Leee (2001) đã
ã xây dựng
mơ
ơ hình chấpp nhận sử dụụng thương mại điện tử
ử E-CAM bằng
b
cách tíích hợp mơ hình TAM với thuyết
nh
hận thức rủi ro Davis, D
D. Fred, và A
Arbor, Ann, (1989) giảải thích các yếu tố tổngg quát về sự chấp nhận

mááy tính (com
mputer) và hhành vi ngư
ười sử dụng
g máy tính. Liu Xiao (22004) đã mở
ở rộng mơ hình TAM
để nghiên cứuu quyết địnhh sử dụng thhương mại điện tử. Bên cạnh yếu tố nhận thứ
ức sự hữu íc
ch và nhận
thứ
ức tính dễ sử
ử dụng, cácc tác giả đã đđưa vào mơ
ơ hình TAM
M yếu tố nhậận thức rủi rro tác động vào ý định
sử dụng.
m hình TA
AM và mơ hhình TPB thhành mơ hình C-TAMTaylorr và Todd (11995) đề xuuất kết hợp mô
TP
PB, mở rộngg cho ra kếtt quả rằng m
mơ hình TA
AM tốt hơn trong việc dự báo quyyết định sử dụng công
ng
ghệ, mô hìnhh TPB mở rộng cung cấấp một sự hiểu
h biết tồn
n diện hơn vvề quyết địnnh hành vi.
Mơ hìình nghiên cứu đề xuấất
Căn cứ
ứ vào kết qquả của các nghiên cứu
u trước đây
y về thái độ của người mua trong thị trường
thư

ương mại điiện tử kết hợ
ợp với nhữnng khác biệtt về hành vii mua sắm tr
trực tuyến của người tiê
êu dùng tại
thàành phố Buôôn Ma Thuộột để đưa raa mơ hình ng
ghiên cứu:
Sự
ự an tồn (H11)
Lịng
L
tin (H2))

T
THÁI ĐỘ M
MUA SẮM
TRỰC TR
RUYẾN

Giá cả (H3)
Th
huận tiện (H44)
Trảải nghiệm (H
H5)
Quy
yền riêng tư ((H6)

t
độ của giới
g trẻ đối vvới mua sắm
m trực tuyến

Hìình 1: Mơ hìình yếu tố táác động dến thái

H1: Sự
ự an toàn caao trong muua sắm trực tuyến
t
sẽ giú
úp khách hààng tiếp tục mua sắm
H2: Lòòng tin khácch hàng cànng lớn sẽ thú
úc đẩy họ mua
m sắm trựcc tuyến nhiềều 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 tồn, lịng 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 tồn (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 Lịng 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, khơng 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
Sự an tồn
AT1
AT2
AT3
AT4
AT5
AT6
AT7
Lịng tin
LT1
LT2
LT3
LT4
LT5
LT6

260

Trung bình thang đo Phương sai thang đo Hệ số tương quan
nếu loại biến
nếu loại biến
biến - tổng
Hệ số Alpha = 0.905
24.1100

19.102
.743
24.0867
19.344
.705
24.0467
18.653
.774
24.0667
19.046
.730
24.0400
19.216
.723
24.1600
18.911
.709
24.1300
19.063
.640
Hệ số Alpha = 0.868
24.0900
16.149
.568
24.2567
16.372
.612
24.1833
16.284
.639

24.0333
15.644
.747
24.0467
15.690
.738
24.0567
16.830
.580

Hệ số Alpha nếu
loại biến
.888
.892
.884
.889
.890
.891
.900
.860
.853
.849
.834
.836
.857


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

LT7

Giá
GIA1
GIA2
GIA3
GIA4
GIA5
Thuận tiện

24.0133

TT1
TT2
TT3
TT4
Trải nghiệm
TNGHIEM1
TNGHIEM2
TNGHIEM3
TNGHIEM4
TNGHIEM5
TNGHIEM6
Quyền riêng tư
QRTU1
QRTU2
QRTU3
QRTU4

12.2567
12.2233
12.2533

12.1967

16.1600
16.2100
16.2400
16.2000
16.2567

18.5400
18.4600
18.5733
18.4400
18.3700
18.8167
10.7500
10.9000
10.7400
10.7100

16.702
Hệ số Alpha = 0.871
8.422
8.079
7.487
7.552
8.278
Hệ số Alpha = 0.852

.618

.852

.619
.647
.807
.783
.635

.862
.856
.816
.822
.859

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

.605
.752
.797
.628

.850
.787
.767
.839

.643
.542
.613
.635
.538
.373

.747
.771
.754
.750
.772
.810

.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

1
AT3
AT1
AT2
AT4
AT6
AT5
AT7
TNGHIEM1
TNGHIEM4
TNGHIEM2
TNGHIEM5
TNGHIEM3
QRTU2
TT3
TT2

TT4

2

Rotated Component Matrixa
Component
3
4

5

6

7

.837
.825
.788
.768
.704
.699
.632
.757
.755
.738
.728
.579
.524
.858
.814

.746

261


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

TT1
GIA4
GIA3
GIA5
GIA2
LT6
LT7
LT5
LT2
LT3
LT4
QRTU1
QRTU3
QRTU4
TNGHIEM6

.648
.794
.774
.653
.633
.808
.751

.730
.832
.786
.648
.813
.673
.642
.638

KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.
Approx. Chi-Square
Bartlett's Test of Sphericity
Df
Sig.

Compo
nent

Total
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

Total Variance Explained
Extraction Sums of Squared
Loadings
Cumulativ Total
% of
Cumulativ
e%
Variance
e%
28.243 8.755

28.243
28.243
42.688 4.478
14.444
42.688
50.901 2.546
8.213
50.901
56.196 1.641
5.295
56.196
60.588 1.362
4.392
60.588
64.618 1.249
4.030
64.618
68.126 1.087
3.508
68.126
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

Initial Eigenvalues

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

% 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
.939
.871
.791
.763
.733
.662

.873
5538.812
465
.000

Rotation Sums of Squared
Loadings
Total
% of
Cumulative %
Variance
4.620
14.905
14.905
3.259
10.512
25.417
3.044
9.820

35.237
2.799
9.028
44.265
2.582
8.329
52.593
2.478
7.994
60.588
2.337
7.538
68.126


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 hồn tồn 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 khơng 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 khơng 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.
Ngồi 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 tồn, lịng 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 mơ hình phân tích. Các nhân tố trong mơ 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 mơ hình khơng
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, lịng 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 lịng tin
và sự an tồn. Yếu tố thuận tiện, trải nghiệm ít ảnh hưởng đến thái độ mua sắm của đối tượng này. Đặc
biệt quyền riêng tư khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Bảng 3: Phân tích hồi quy với biến phụ thuộc “Thái độ mua sắm trực truyến”
Model

1

Hằng số
Sự an tồn
Trải nghiệm
Thuận tiện
Giá cả
Lịng tin
Quyền riêng
tư

Unstandardized
Standardized
Coefficients
Coefficients
B
Std. Error
Beta
1.658
.347
.111
.055
.118
.059
.072
.052
.032
.071
.026
.281
.076
.251

.222
.074
.205
.086

.051

.096

t

Sig.

Collinearity Statistics
Tolerance

VIF

4.778
2.032
.821
.450
3.705
2.991

.000
.003
.000
.000
.000

.003

.830
.704
.858
.614
.598

1.205
1.421
1.165
1.630
1.673

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 Bn 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 khơng thực với
thực tế. Họ hồn tồn 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 tốn, 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 mơ 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, lịng 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.

Hồng 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. />
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