TẠP CHÍ CƠNG THNG CÁC NHÂN TƠ TÁC ĐỘNG ĐÊN QUYÊT ĐỊNH LựA CHỌN ỨNG DỤNG ĐẶT THỨC ĂN TRựC TUYẾN CỦA KHÁCH HÀNG TẠI TP Hồ CHÍ MINH • Lưu ĐẶNG GIA HÂN - PHẠM HÙNG CƯỜNG - TRẦN ANH TÀI TĨM TẮT: Bài viết phân tích nhân tố tác động đến định lựa chọn ứng dụng đặt thức ăn trực tuyến (ĐTÀTT) khách hàng TP Hồ Chí Minh Kết nghiên cứu cho thấy có yếu tố tác động đến định lựa chọn ứng dụng đặt thức ăn trực tuyến khách hàng Ngoài ra, khác biệt thu nhập, độ tuổi ảnh hưởng đến định Từ đó, viết đề xuất số giải pháp nhằm giúp doanh nghiệp giải vấn đề Từ khóa: lựa chọn ứng dụng, đặt thức ăn trực tuyến, khách hàng, TP Hồ Chí Minh Đặt vấn đề Những năm gần đây, thị trường ĐTĂTT Việt Nam ngày trở nên hấp dẫn phát triển nhanh chóng Theo số liệu Công ty nghiên cứu thị trường Euromonitor, thị trường gọi trực tuyến Việt Nam có giá trị rơi vào khoảng 33 triệu USD số dự báo vượt 38 triệu USD vào năm 2020 Với thị trường người tiêu dùng tiềm năng, nhiều ứng dụng gọi giao nhận thức ăn xuất tạo “cuộc đua” khốc liệt Khảo sát Công ty nghiên cứu thị trường Kantar TNS vào tháng 4/2019 cho thấy, GrabFood thương hiệu giao nhận thức ăn sử dụng thường xuyên Việt Nam với 81% lựa chọn, tiếp đến Now Foody.vn GoFood Go - Viet Ngoài ra, vào tháng vừa qua, thị trường giao đồ ăn có thêm tân binh đến từ Hàn Quốc - Woowa Brothers với ứng dụng giao đồ ăn B AEMIN Việt Nam 220 SÔ'2-Tháng 2/2022 Đã xuất ứng dụng ĐTĂTT khác nhau, nhiều chuỗi cửa hàng đồ uống thức ăn nhanh đầu tư cho ứng dụng giao hàng riêng mình, như: chuỗi cà phê The Coffee House, Passio, Tocotoco, McDonalds, KFC, Lotteria Ngoài chức giao hàng, ứng dụng di động chuỗi kể cịn đóng vai trò kênh tương tác thương hiệu người tiêu dùng khách hàng tích điểm, tìm cửa hàng nhận thơng tin, khuyến mãi, voucher giảm giá từ chuỗi Trước thị trường đầy tính cạnh tranh, tổ chức muốn tồn phát triển, cần phải quan tâm đến nhiều nhân tố khác Do vậy, việc nghiên cứu nhân tô tác động đến định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT khách hàng việc nên làm Sự đầu tư nghiên cứu thị trường giúp doanh nghiệp nắm bắt thói quen, xu hướng nhân tơ' ảnh hưởng đến hành vi KINH DOANH người tiêu dùng, từ xây dựng chiến lược phù hợp, nâng cao lực cạnh tranh, phát triển kinh doanh mang lại lợi nhuận tốt Do đó, nhóm tác giả chọn đề tài “Các nhân tố tác động đến định lựa chọn ứng dụng đặt thức ăn trực tuyến khách hàng TP Hồ Chí Minh” để nghiên cứu Mơ hình nghiên cứu đề xuất giả thuyết nghiên cứu Dựa mơ hình lý thuyết cơng trình nghiên cứu trước đây, nhóm tác giả đề xuất mơ hình nghiên cứu sau: (Hình 1) Hình 1: Mơ hình nghiên cứu đề xuất ( Nhận thức hữu ích Giới tính, độ tuổi, thu nhập, trình độ học vấn ( Ảnh hưởng xã hội ( Các điều kiện thuận lợĩ Nhận thức rủi ro liên quan đến sản phẩm dỊCh vụ Nhận thức rủi ro liên quan đến giao d Ịch trực tuyến Các giả thuyết nghiên cứu: Giả thuyết Hl: Nhận thức hữu ích có tác động tích cực (+) đến định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT khách hàng TP Hồ Chí Minh Giả thuyết H2: Nhận thức tính dễ sử dụng có tác động tích cực (+) đến định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT khách hàng TP Hồ Chí Minh Giả thuyết H3: Ảnh hưởng xã hội có tác động tích cực (+) đến định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT khách hàng TP Hồ Chí Minh Giả thuyết H4: Các điều kiện thuận lợi có tác động tích cực (+) đến định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT khách hàng TP Hồ Chí Minh Giả thuyết H5: Nhận thức rủi ro liên quan đến sản phẩm, dịch vụ có tác động tích cực (+) đến định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT khách hàng TP Hồ Chí Minh Giả thuyết H6: Nhận thức rủi ro liên quan đến giao dịch trực tuyến có tác động tích cực (+) đến định lựa chọn ứng dụng ĐTÀTT khách hàng TP Hồ Chí Minh Bên cạnh tiến hành kiểm định giả thuyết trên, nhóm tác giả cịn tiến hàng kiểm tra nhân tố nhân học (độ tuổi, giới tính, học vấn, thu nhập, nghề nghiệp) để đánh giá mức độ tác động đến định lựa chọn ứng dụng ĐTÀTT khách hàng TP Hồ Chí Minh Phương pháp nghiên cứu Đề tài thực trải qua trình nghiên cứu định lượng Nghiên cứu định lượng thể Ýđ|nh thông qua thu thập số liệu sơ mua sắm cấp từ khảo sát thị trường, sử dụng trục tuyến phần mềm SPSS 22.0 để tiến hành người tiêu dùng phân tích yếu tơ' ảnh hưởng đến định lựa chọn khách hàng ứng dụng ĐTĂTT Kết nghiên cứu 4.1 Mơ tả mẫu nghiên cứu giới tính: Dựa vào kết thống kê, sô' lượng nữ giới tham gia khảo sát có sử dụng ứng đụng ĐTĂTT nhiều sơ' nam giới, cụ thể: Có 104 nữ giới tham gia khảo sát (chiếm 54,74%), nam giới 86 người (chiếm 45,26%) tình trạng nhân: sơ' lượng người độc thân tham gia khảo sát có sử dụng ứng đụng ĐTĂTT nhiều sô' người kết hôn, cụ thể: Sô' lượng độc thân 125 người (chiếm 65,89%), kếthôn 65 người (chiếm 35,21%) độ tuổi: đơ'i tượng có độ tuổi 15 45 loại bỏ, nhóm tuổi phân bổ nhiều từ 21 đến 25 tuổi (chiếm 27,89 %), độ tuổi từ 26 đến 30 (chiếm 23,16 %), độ tuổi từ 31 đến 35 (chiếm 26,32%) độ tuổi từ 16 đến 20 (chiếm 22,63%) thu nhập: nhóm thu nhập phân bổ nhiều từ 15 triệu đồng đến 19 triệu đồng SỐ2-Tháng 2/2022 221 TẠP CHÍ CƠNG THƯƠNG (chiếm 27,37 %), thu nhập từ 10 triệu đồng đến 14 triệu đồng chiếm 25,79 %, thu nhập từ 20 triệu đồng trở lên chiếm 25,26 % thu nhập 10 triệu đồng, chiếm 21,58% Thống kê mô tả biến quan sát: Theo kết thông kê mô tả biến quan sát mơ hình nghiên cứu, giá trị trung bình biến lớn thể xu hướng đồng ý cao, giá trị trung bình cao thuộc biến khảo sát HI4 (có giá trị 4,337) giá trị nhỏ thuộc biến HI3 (có giá trị 3,474) 4.2 Phân tích hệ sô Cronbach ’s Alpha Hệ số Cronbach’s Alpha thang đo: Nhận thức hữu ích (0,882), Nhận thức tính dễ sử dụng (0,858), Ảnh hưởng xã hội (0,851), Điều kiện thuận lợi (0,886), Nhận thức rủi ro liên quan đến sản phẩm, dịch vụ (0,843), Nhận thức rủi ro liên quan đến giao dịch trực tuyến (0,854) Ý định sử dụng dịch vụ (0,789) lớn 0,6 Hệ số tương quan biến tổng biến quan sát thang đo lớn 0,3 Do vậy, chấp nhận 28 biến quan sát thang đo đưa vào phân tích EFA 4.3 Phân tích nhân tơ khám phá EFA 4.3.1 Kết phân tích nhân tơ' EFA cho biến độc lập Kết Bảng cho thây: Hệ số KMO có giá trị 0,880, đủ điều kiện phân tích, việc phân tích nhân tơ' thích hợp với liệu; Kết kiểm định Barlett cho hệ số Sig = 0,000 < 0.05 Như vậy, biến quan sát phân tích nhân tố EFA có tương quan với tổng thể Do vậy, giả thuyết H0 bị bác bỏ, chấp nhận giả thuyết H1 Kết phương sai trích lần thứ cho thấy yếu tố có giá trị Eigenvalues > Giá trị Bảng Kiểm định KMO Barletts biến độc lập Kiểm đ|nh KMO Bariett HệsốKMO Kiểm định Barlett ,880 Giá tn Chi-Square 3161,322 Bậc tự (df) 253 Sig ,000 Nguồn: Tổng hợp từ SPSS, 2019 222 SÔ'2-Tháng 2/2022 tổng phương sai trích lần phân tích EFA 74.87% > 50%, đạt yêu cầu đặt Với phương pháp rút trích Principal components phép quay Varimax, có yếu tơ' rút trích từ 23 biến quan sát Hệ sô' Factor Loading biến quan sát lớn 0.5 Các yếu tơ' có giá trị Eigenvalues > Giá trị tổng phương sai trích lần phân tích EFA 74.87% > 50%, đạt yêu cầu đặt Điều có nghĩa yếu tơ' rút trích giải thích 74.87% biến thiên liệu, thang đo trích châ'p nhận 4.3.2 Kết phân tích nhân tố EFA cho biến phụ thuộc Bảng Kiểm định KMO Barletts biến phụ thuộc Kiểm đ|nh KMO Bariett HệsốKMO ,683 Giá tn Chi-Square 180.773 Bậc tự (dí) Sig .000 Kiểm đinh Barlett Nguồn: Tổng hợp từ SPSS, 2019 Bảng cho thây: Hệ sơ' KMO = 0,683, đủ điều kiện phân tích, việc phân tích nhân tơ' thích hợp với liệu Kiểm định Barlett: Sig = 0,000 < 0,05 cho thây biến quan sát có tương quan với tổng thể Hệ sô' tải Factor loading biến quan sát > 0,5 Điểm dừng trích yếu tơ' yếu tơ' thứ có giá trị Eigenvalues > Giá trị tổng phương sai trích 70,897% > 50%, đạt yêu cầu đặt Sau phân tích EFA, thang đo yếu tơ' đạt giá trị hội tụ biến quan sát quan sát đại diện cho khái niệm cần đo Các biến quan sát đạt yêu cầu lại sau phân tích nhóm lại, thực tính nhân sô' đại diện cho yếu tô' (lâ'y giá trị trung bình) để tiến hành bước phân tích sau 4.4 Phân tích tương quan Pearson Kết phân tích tương quan Pearson cho thây biến độc lập (HI, SD, XH DK, SP GD) có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc HV, KINH DOANH tiêu dùng giải thích yếu tơ, như: Ánh hưởng xã hội, Nhận thức tính dễ sử dụng, Nhận thức hữu ích, Nhận thức liên quan đến sản phẩm, dịch vụ Nhận thức rủi ro liên quan đến giao dịch trực tuyến Hệ số Durbin-Watson 2.144 nằm mức quy định Do đó, khơng có tượng tự tương quan phần dư Trong Bảng 4, hệ số Beta biến độc lập có giá trị Sig < 0,05 Do đó, biến độc lập có hệ số hồi qui riêng phần có ý nghĩa mặt thơng kê mức ý nghĩa 0,05 (mức ý nghĩa 5%) Các hệ số phóng đại phương sai (VIF) có giá trị nhỏ (VIF < 10), kết luận khơng có tượng đa cộng tuyến, mối liên hệ biến độc lập không ảnh hưởng đến kết giải thích mơ hình Bảng cho thấy định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT người tiêu dùng TP Hồ Chí Minh bị ảnh hưởng yếu tố, là: Nhận thức hữu ích (Pj = 0,11), Nhận thức tính dễ sử dụng (02 - 0,139), Ánh hưởng xã hội hệ số tương quan có mức ý nghĩa thống kê nhỏ 0,01 Do vậy, kết luận biến độc lập sử dụng đưa vào phân tích hồi quy tuyến tính giải thích cho biến phụ thuộc HV Tuy nhiên, quan sát hệ số’ tương quan biến độc lập,thấy rõ chúng có mốì tương quan cao Do đó, cần ý đến tượng đa cộng tuyến phân tích hồi quy tuyến tính Phân tích hồi quy tuyến tính bội: H V = p0 + P,HI + p2SD + P3XH + P4dk+p5sp + p6gd Kiểm định phù hợp mơ hình hồi quy: Kết kiểm định cho thấy, giá trị Sig (F) nhỏ nhỏ mức ý nghĩa 0,05 Do đó, giả thuyết HO bị bác bỏ Điều có nghĩa biến độc lập mơ hình có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc, kết hợp biến độc lập có mơ hình giải thích biến thiên biến phụ thuộc Mơ hình hồi quy tuyến tính xây dựng phù hợp với tập liệu Bảng cho thấy, mơ hình nghiên cứu có R2 hiệu chỉnh 0,830 Như vậy, 83% biến thiên định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT người (P3 = 0,152), Điều kiện thuận lợi (04 = 0,132), Nhận thức rủi ro liên quan đến sản phẩm, dịch vụ Bảng Đánh giá phù hợp mơ hình hồi quy Model R R Square Adjusted R Square std Error of the Estimate Durbin-Watson ,914a 835 830 24773 2.144 Nguồn: Tổng hợp từ SPSS, 2019 Bảng Phân tích hồi quy Unstandardized Standardized Coefficients Coefficients Model B std Error (Constant) -.160 155 HI 110 037 SD 146 XH Collinearity Statistics t Sig Beta Tolerance VIF -1.031 304 110 2.974 003 658 1.520 043 139 3.380 001 533 1.877 141 036 152 3.921 000 596 1.679 DK 115 036 132 3.206 002 529 1.891 SP 233 036 270 6.458 000 516 1.939 GD 303 032 375 9.591 000 590 1.694 Nguồn: Tổng hợp từ SPSS, 2019 SỐ - Tháng 2/2022 223 TẠP CHÍ CƠNG THƯƠNG (P5 = 0,270), Nhận thức rủi ro giao dịch trực tuyến (P6 = 0,375) Do vậy, phương pháp hồi quy tuyến tính bội viết theo hệ số’ Beta chuẩn hóa sau: HV = 0,ll*HI + 0,139*SD + 0,152*XH + 0,132*DK + 0,27*SP + 0,375*GD 4.5 Kiểm định giả thuyết Hệ sô' hồi quy chuẩn hóa giả thuyết lớn có hệ số Sig 0,000 < 0,05 nên tất giả thuyết chấp nhận Điều có nghĩa yếu tố Nhận thứ hữu ích, Nhận thức tính dễ sử dụng, Ảnh hưởng xã hội, Các điều kiện thuận lợi, Nhận thức rủi ro liên quan đến sản phẩm, Nhận thức rủi ro liên quan đến giao dịch tăng hay giảm làm cho Quyết định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT người tiêu dùng TP Hồ Chí Minh thay đổi Kết luận 5.1 Kết luận Kết phân tích thống kê mơ tả từ mẫu khảo sát cho thấy, số lượng nữ nhiều nam, độc thân nhiều lập gia đình Độ tuổi mẫu khảo sát tập trung khoảng từ 21-25 tuổi nhiều mức thu nhập nằm khoảng 10 đến 15 triệu Sau thực phân tích thống kê mơ tả, đánh giá độ tin cậy hệ sơ' Cronbach’s Alpha phân tích nhân tơ' khám phá EFA, phương pháp trích hệ sơ' với phép quay Varimax cho kết mơ hình nghiên cứu gồm biến độc lập, biến phụ thuộc với 23 biến quan sát Kết phân tích hồi quy tuyến tính bội cho thấy tất yếu tơ' tác động tích cực đến Quyết định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT người tiêu dùng TP Hồ Chí Minh Ngồi ra, đối tượng có thu nhập độ tuổi khác ảnh hưởng đến định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT 5.2 Một sốgiải pháp đề xuất 5.2.1 Cải thiện nhận thức hữu ích người tiêu dùng để tăng sức cạnh tranh với sản phẩm thay thê Tính hữu ích sô' nhân tô' ảnh hưởng tới định sử dụng dịch vụ khách hàng Vì vậy, doanh nghiệp cần tập trung vào cải thiện tính hữu ích Cụ thể: 224 SỐ - Tháng 2/2022 - Cần đẩy mạnh việc quảng bá tính trội dịch vụ cho người tiêu dùng, tận dụng phương tiện truyền thông, mạng xã hội tiếp thị lan truyền để nâng cao nhận thức hữu ích dịch vụ ĐTĂTT đô'i với người tiêu dùng - Phát triển ứng dụng tảng thành siêu ứng dụng cách bổ sung thêm nhiều dịch vụ sử dụng thường xuyên sống hàng ngày liên quan đến logistic tốn vào ứng dụng thơng qua kết hợp đô'i tác cao cấp ngành 5.2.2 Cải tiến website ứng dụng ăể tăng trải nghiệm người dùng Nhận thức tính dễ sử dụng điều kiện thuận lợi nhân tơ' ảnh hưởng tích cực đến định lựa chọn ứng dụng ĐTÀTT người tiêu dùng Do vậy, tác giả đề xuất giải pháp sau nhằm mục đính tăng nhận thức tính dễ sử dụng điều kiện thuận lợi cho khách hàng Cụ thể: - Cần thiết kê' giao diện website ứng dụng di động thân thiện, dễ hiểu dễ sử dụng người dùng, kể người dùng không thành thạo cơng nghệ Giao diện cần thiết kê' tương thích phù hợp với loại thiết bị di động, hình ứng dụng thiết kê' cho phép thao tác chạm đơn giản để truy cập vào lựa chọn toán dễ dàng điều hướng đến tất dịch vụ phục vụ cho sống hàng ngày, đồng thời có nội dung tin tức giúp người dùng khám phá quán ăn, nhà hàng đô'i tác với phần đánh giá địa điểm thơng tin hữu ích cập nhật liên tục - Cần tập trung cải thiện dịch vụ chăm sóc khách hàng, hồi đáp nhanh chóng dịch vụ hỗ trợ tài xê' khách hàng cần 5.2.3 Sử dụng KOL - người có ảnh hưởng để quảng bá ứng dụng Các doanh nghiệp kinh doanh dịch vụ ĐTĂTT thường thương hiệu hướng đến sơ' đơng Vì vậy, chiến thuật sử dụng KOL cần thiết để nâng cao uy tín, ngăn ngừa khủng hoảng Nếu chọn người khơng phù hợp dẫn đến chiến dịch khơng hiệu mà gây hiệu ứng ngược làm cho người xem người đọc cảm thấy khó chịu có nhìn khơng tốt thương hiệu Cụ thể: KINH DOANH - Doanh nghiệp cần làm khảo sát, nghiên cứu thơng tin khách hàng mình, qua hình dung người quảng bá mà họ cần hoạt động lĩnh vực nào, mức độ tiếng - Tùy thuộc vào ngân sách mục đích cuối doanh nghiệp chọn KOL cho mà ta cân nhắc nhiều nhóm đơi tượng Một lưu ý nhỏ chi phí cơng ty phải bỏ tương đốì lớn việc làm việc với họ lâu dài cần xem xét - Doanh nghiệp sử dụng KOL để kê chuyện Người tiêu dùng ngày khôn ngoan có xu hướng bỏ qua nội dung quảng cáo, nên doanh nghiệp cần khéo léo khôn ngoan lồng ghép thông điệp quảng cáo xoay quanh dịch vụ thông qua mẩu chuyện chia sẻ từ người có ảnh hưởng - Doanh nghiệp nên sử dụng KOL dài hạn giúp KOL có đủ thời gian để truyền đạt hết thông điệp trải nghiệm cách tự nhiên không làm người nghe bị ngộp 5.2.4 Nâng cao uy tín doanh nghiệp Chỉ số niềm tin vào mua sắm trực tuyến người tiêu dùng Việt Nam cịn thấp Các sách đảm bảo mua sắm trực tuyến bảo vệ quyền lợi người mua cịn lỏng lẻo, việc người tiêu dùng khơng tin người bán online điều dễ hiểu Do đó, doanh nghiệp nên dự trù rủi ro có khả xảy cao khách hàng nhận ăn khơng xác theo đơn hàng nhiều ngun nhân có sách giải phù hợp Ngoài ra, người tiêu dùng Việt Nam chưa thật an tâm thực giao dịch qua thiết bị di động tình trạng tin nhắn rác từ nhà mạng ứng dụng, tin nhắn lừa đảo, Do vậy, hệ thống websites ứng dụng di động doanh nghiệp phải cung cấp rõ ràng thông tin điều khoản mua bán, tốn trực tuyến, hồn trả; phải có giấy phép đăng ký kinh doanh dịch vụ TMDĐ, cam kết thông tin đưa lên thật; không lạm dụng hình thức tiếp thị qua thiết bị di động; xây dựng hệ thống bảo mật thông tin khách hàng, đảm bảo giao dịch thực xác; Doanh nghiệp nên sẵn sàng tiếp nhận góp ý, phản hồi lỗ hổng an ninh hay thông báo trường hợp nghi vấn gian lận ■ TÀI LIỆU THAM KHẢO: Ajzen, I (1991) The theory of planned behavior Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50, 179-211 Benham, H.c & Raymond, B.c (1996) Information Technology Adoption: Evidence from a Voice Mail Inttoduction Computer Personnel, 17(1), 3-25 Davis, F.D., Bagozzi, R.p & Warshaw, P.R (1989) User Acceptance of Computer Technology: A Comparison of Two Theoretical Models Management Science, 35(8), 982-1003 Hung, S.-Y., Ku, C.-K & Chang, C.-M (2003) Critical Factors of WAP Services Adoption: An Empirical Study Electronic Commerce Research and Application, 2(1), 42-60 Karahanna, E & Straub, D.w (1999) The Psychological Origins of Perceived Usefulness and Ease-of-use Information & Management, 35(4), 237-250 Hoàng Trọng, Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) Phân tích liệu nghiên cứu với SPSS NXB Hồng Đức, Hà Nội, Tập 1&2 Nguyễn Đình Thọ Nguyễn Thị Mai Trang (2011) Nghiên cứu khoa học Marketing NXB Lao động, Hà Nội SỐ 2-Tháng 2/2022 225 TẠP CHÍ CƠNG THƯƠNG Nguyen T Q Loan, Ngo Q Hung (2018) Factors affecting satisfation and reuse intention of customers using online motorbike service Journal of Science Ho Chi Minh City Open University, 8(3), 25-38 Ngày nhận bài: 9/10/2021 Ngày phản biện đánh giá sửa chữa: 9/1/2022 Ngày chấp nhận đăng bài: 29/1/2022 Thông tin tác giả: LƯU ĐẶNG GIA HÂN PHẠM HÙNG CƯỜNG TRẦN ANH TÀI Cơ sở II Trương Đại học Ngoại thương TP Hồ Chí Minh FACTORS AFFECTING THE DECISION OF CUSTOMERS TO CHOOSE AN ONLINE FOOD ORDERING APP IN HO CHI MINH CITY • LUU DANG GIA HAN' • PHAM HUNG CUONG1 • TRAN ANHTAI' 'Foreign Trade University - Ho Chi Minh City Campus ABSTRACT: This study analyzes the factors affecting the decision of customers to choose an online food ordering app in Ho Chi Minh City The study’s results show that there are six factors affecting the decision to choose an online food ordering app The study finds that the differences in income and age affect this decision Based on the study’s findings, some solutions are proposed to help businesses solve this above-mentioned problem Keywords: choosing apps, online food ordering, customers, Ho Chi Minh City 226 SỐ 2-Tháng 2/2Ũ22 ... có tác động tích cực (+) đến định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT khách hàng TP Hồ Chí Minh Giả thuyết H4: Các điều kiện thuận lợi có tác động tích cực (+) đến định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT khách hàng TP. .. đến định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT khách hàng TP Hồ Chí Minh Giả thuyết H2: Nhận thức tính dễ sử dụng có tác động tích cực (+) đến định lựa chọn ứng dụng ĐTĂTT khách hàng TP Hồ Chí Minh Giả thuyết... triển kinh doanh mang lại lợi nhuận tốt Do đó, nhóm tác giả chọn đề tài ? ?Các nhân tố tác động đến định lựa chọn ứng dụng đặt thức ăn trực tuyến khách hàng TP Hồ Chí Minh? ?? để nghiên cứu Mơ hình nghiên