Các yếu tố Ảnh hưởng Đến Ý Định mua sắm trực tuyến sản phẩm son dưỡng dầu dừa bến tre – cocoon của sinh viên tại thành phố hồ chí minh

33 Hình 2.11: Mô hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm mỹ phẩm trực tuyến của người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh của Diệp Thị Kim Tuyền và Đàm Trí Cường-Trường Đ

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

MỘT SỐ KHÁI NIỆM VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU

2.1.1 Ý định mua sắm: Ý định được cho là chứa đựng những yếu tố thúc đẩy, ảnh hưởng đến hành vi, nó chỉ ra mức độ mà mỗi các nhân sẵn sàng thử, mức độ nỗ lực để thực hiện hành vi Khi con người có ý định mạnh mẽ để tham gia vào một hành vi nào đó thì họ có khả năng thực hiện hành vi đó nhiều hơn (Ajen I (2002) The theory of planned behavior

Intentions are a key factor in assessing an individual's likelihood of performing a behavior According to Ajzen (1991), intentions are motivational in nature and reflect an individual's willingness to engage in a specific action.

Davis (1985) đưa ra mô hình chấp nhận công nghệ TAM (Technology Acceptance

Mô hình TAM 2 chỉ ra mối liên hệ giữa các yếu tố nhận thức như tính dễ sử dụng và sự hữu ích đến thái độ của người dùng, từ đó ảnh hưởng đến ý định và hành vi chấp nhận công nghệ thông tin Ý định được coi là yếu tố quyết định dẫn đến việc sử dụng thương mại điện tử tại Việt Nam Nghiên cứu của Zhang và cộng sự (2012) nhấn mạnh rằng ý định sử dụng là khái niệm quan trọng trong hành vi tiêu dùng, ảnh hưởng trực tiếp đến hành vi thực tế Ngoài ra, các lý thuyết như Thuyết hành động hợp lý của Fishbein & Ajzen (1980, 1975) cũng đã được kiểm chứng qua nhiều nghiên cứu khác.

Nghiên cứu này tập trung xem xét các yếu tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng thanh toán điện tử tại Việt Nam

2.1.2 Hành vi mua sắm trực tuyến (Mua hàng qua mạng: Online shopping behavior):

Mua sắm qua mạng là hành vi của người tiêu dùng khi thực hiện giao dịch mua hàng thông qua các cửa hàng trực tuyến hoặc website (Monsuwe, Dellaert và K D Ruyter, 2004) Theo nghiên cứu của Haubl & Trifts, hình thức này ngày càng trở nên phổ biến trong xã hội hiện đại.

Mua hàng qua mạng là một hình thức giao dịch mà người tiêu dùng thực hiện thông qua các thiết bị kết nối Internet, cho phép họ tương tác với các cửa hàng trực tuyến của nhà bán lẻ.

Hành vi mua hàng qua mạng của người tiêu dùng bị ảnh hưởng mạnh mẽ bởi giao diện website và hình ảnh sản phẩm (Lohse và Spiller 1998; Park và Kim 2003) Sự phát triển của internet và thương mại điện tử đã thay đổi cách người tiêu dùng lướt web và thu thập thông tin về sản phẩm (Soopramanien và Robertson 2007; Moe và Fader 2004) Hơn nữa, mua sắm trực tuyến khác biệt rõ rệt so với phương thức mua sắm truyền thống (Alba, 1997) Hình thức mua hàng này không chỉ tạo ra sự thích thú mà còn mang lại lợi ích cho khách hàng (Ha và Stoel 2009).

Mua hàng qua mạng là quá trình người tiêu dùng tìm kiếm và mua sản phẩm hoặc dịch vụ trực tuyến tại các cửa hàng trên Internet.

2.1.3 Ý định mua sắm trực tuyến (Ý định mua hàng qua mạng- Online Purchase Intention): Ý định mua hàng qua mạng sẽ quyết định độ mạnh của khách hàng trong hành vi mua sắm trực tuyến (Salisbury, Pearson, Pearson và Miller, 2001) Theo Pavlou (2003), khi một khách hàng dự định sẽ dùng các giao dịch trực tuyến để mua sắm, đỏ được gọi là ý định mua hàng qua mạng Cụ thể, khi quá trình họ tìm kiếm, trao đổi thông tin và mua hàng được thực hiện qua mạng Internet, đó được coi là giao dịch qua mạng (Pavlou,

2.1.4 Thương hiệu Mỹ phẩm thuần chay Cocoon Việt Nam:

Cocoon, hay "cái kén", là biểu tượng cho ngôi nhà ủ ấp và nuôi dưỡng, giúp biến đổi những điều bình dị thành vẻ đẹp lộng lẫy Cocoon không chỉ là sản phẩm làm đẹp mà còn là nơi chăm sóc làn da và mái tóc của người Việt, giúp họ tỏa sáng theo cách riêng Được phát triển từ nguồn nguyên liệu thiên nhiên gần gũi, Cocoon tận dụng hệ sinh thái phong phú của Việt Nam, đặc biệt là các loại thảo dược lành tính, chứa nhiều dưỡng chất quý giá Với sứ mệnh làm đẹp cho người Việt, Cocoon cam kết mang đến sản phẩm chất lượng từ những nguyên liệu tuyệt vời có sẵn trong thiên nhiên.

Mỹ phẩm, giống như thực phẩm, đóng vai trò quan trọng trong việc mang lại vẻ đẹp cho con người Trong bối cảnh xã hội ngày càng phát triển, người tiêu dùng ngày càng ưa chuộng sản phẩm có nguồn gốc thực vật để bảo vệ sức khỏe Xu hướng sử dụng mỹ phẩm thuần chay đang trở nên phổ biến, đặc biệt trong cộng đồng sống xanh Cocoon đã nghiên cứu và phát triển các sản phẩm mỹ phẩm 100% thuần chay, đảm bảo giữ nguyên dưỡng chất, an toàn và lành tính, không chứa thành phần từ động vật và không thử nghiệm trên động vật.

2.1.5 Son dưỡng Cocoon dầu dừa Bến Tre:

Son Dưỡng Cocoon Bến Tre Coconut Lip Balm là sản phẩm 100% thuần chay, chiết xuất từ thiên nhiên với dầu dừa Bến Tre, bơ hạt mỡ và vitamin E, giúp giữ ẩm cho môi, ngăn ngừa tình trạng khô căng và nứt nẻ Sản phẩm mang lại làn môi mềm mịn, lán mượt, không bong tróc hay chảy máu, đồng thời an toàn cho sức khỏe nhờ vào các thành phần tự nhiên lành tính Cocoon cam kết không sử dụng hương liệu và không thử nghiệm trên động vật.

Hình 2.1: Thương hiệu mỹ phẩm thuần chay Cocoon

Hình 2.2: Son dưỡng dầu dừa Cocoon

Son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon ra mắt vào tháng 5 năm 2019 và nhanh chóng trở thành sản phẩm bán chạy nhất chỉ sau vài tháng, vượt qua nhiều thương hiệu lâu đời khác Với hương dừa đặc trưng và khả năng dưỡng ẩm, làm hồng môi, sản phẩm đáp ứng mọi kỳ vọng của người tiêu dùng.

Sinh viên là những người theo học tại các trường Đại học, Cao đẳng, Học viện và Trung cấp, nơi họ được trang bị kiến thức chuyên sâu về ngành nghề của mình Quá trình học tập này giúp họ chuẩn bị cho sự nghiệp tương lai, và bằng cấp mà họ đạt được trong thời gian học tập sẽ được xã hội công nhận.

Thuật ngữ “Sinh viên” có nguồn gốc từ từ Latinh “Student,” mang nghĩa là người tham gia vào việc học tập, nghiên cứu và khám phá tri thức, theo Từ điển Bách khoa toàn thư tiếng Nga.

Sinh viên là những cá nhân mang đầy đủ các đặc điểm chung của con người, được Mác mô tả là “Tổng hoà của các quan hệ xã hội” Họ có độ tuổi từ 18 đến 25, với tính cách dễ thay đổi và chưa định hình rõ rệt Sinh viên thường ưa thích giao tiếp, có tri thức đang được đào tạo chuyên môn, do đó họ dễ tiếp thu cái mới, thích khám phá, học hỏi và sáng tạo.

CÁC CƠ SỞ LÝ THUYẾT

2.2.1 Thuyết nhận thức rủi ro TPR

Nhận thức rủi ro là khái niệm mà người tiêu dùng tin rằng sẽ gặp phải rủi ro khi mua sản phẩm hoặc dịch vụ trực tuyến Theo lý thuyết nhận thức rủi ro TPR (Theory of Perceived Risk), điều này ảnh hưởng đến quyết định mua sắm của họ.

Risk), Bauer, R.A (1960)) cho rằng nhận thức rủi ro trong quá trình mua sắm bao gồm hai yếu tố được thể hiện trong sơ đồ 2.1 sau:

Hình 2.3: Mô hình thuyết nhận thức rủi ro (TPR)

Yếu tố rủi ro liên quan đến sản phẩm/dịch vụ (PRP) bao gồm các dạng nhận thức rủi ro như mất tính năng, mất tài chính, tốn thời gian, mất cơ hội và nhận thức rủi ro tổng thể Điều này phản ánh sự bất định và băn khoăn của người tiêu dùng khi quyết định mua sản phẩm.

Thành phần nhận thức rủi ro liên quan đến giao dịch trực tuyến (PRT) bao gồm các rủi ro phát sinh khi người tiêu dùng thực hiện giao dịch thương mại điện tử trên các thiết bị điện tử Những rủi ro này liên quan đến sự bí mật (privacy), an toàn và chứng thực (security-authentication), không khước từ (nonrepudiation), và nhận thức tổng thể về rủi ro trong giao dịch trực tuyến.

Theo Bauer, R.A (1960), niềm tin về nhận thức rủi ro đóng vai trò quan trọng trong hành vi tiêu dùng, ảnh hưởng mạnh mẽ đến quá trình chuyển đổi từ người duyệt web thành người mua hàng thực sự.

Nhận thức rủi ro liên quan đến sản phẩm/dịch vụ (PRP)

Nhận thức rủi ro liên quan đến giao dịch trực tuyến

Cox và Rick định nghĩa nhận thức rủi ro là tổng hợp các nhận thức về sự không chắc chắn mà người tiêu dùng trải qua trong một tình huống mua sắm cụ thể.

Jacoby and Kaplan (1972) phân loại nhận thức rủi ro của người tiêu dùng thành

Có năm loại rủi ro chính bao gồm: rủi ro vật lý, rủi ro tâm lý, rủi ro xã hội, rủi ro tài chính và rủi ro thực hiện Các loại rủi ro này được tổng hợp và trình bày trong bảng dưới đây.

Các loại rủi ro Định nghĩa

Tài chính Rủi ro mà sản phẩm không đáng giá tài chính

Rủi ro mà sản phẩm sẽ có chất lượng/ hình ảnh thấp hơn mong đợi/ hình dung của khách hàng

Rủi ro về sự an toàn của người mua hàng hay những người khác trong việc sử dụng sản phẩm

Thực hiện Rủi ro mà sản phẩm sẽ không thực hiện như kỳ vọng

Rủi ro mà một sự lựa chọn sản phẩm có thể mang lại kết quả bối rối trước bạn bè/ gia đình/ đồng nghiệp

Hình 2.4: Những rủi ro của Jacoby and Kaplan (1972)

Nguồn: Jacoby and Kaplan (1972) 2.2.2 Thuyết hành động hợp lí TRA

Thuyết hành động hợp lý TRA (Theory of Reasoned Action) được xây dựng bởi Ajzen và Fishbein từ năm 1967 và đã được điều chỉnh, mở rộng trong thập niên 70 với mô hình TRA (Ajzen và Fishbein, 1975) Đây là học thuyết tiên phong trong nghiên cứu tâm lý xã hội, được công nhận và trích dẫn bởi nhiều tác giả như Eagly & Chaiken (1993), Olson & Zanna (1993), và Sheppard, Hartwick, & Warshaw (1988).

Mô hình TRA chỉ ra rằng hành vi được quyết định bởi ý định thực hiện hành vi đó, với nhiều nghiên cứu thực nghiệm xác nhận mối quan hệ này (Ajzen, 1988; Ajzen & Fishben, 1980; Canary & Seibold, 1984; Sheppard, Hartwick, & Warshaw, 1988) Ý định thực hiện hành vi thể hiện qua xu hướng hành động và là trạng thái nhận thức trước khi hành động, đóng vai trò quan trọng trong việc dẫn đến hành vi Xu hướng tiêu dùng được xem là yếu tố dự đoán tốt nhất về hành vi tiêu dùng, trong đó thái độ và chuẩn chủ quan của khách hàng là hai yếu tố quan trọng cần xem xét để hiểu rõ hơn về xu hướng mua sắm.

Thuyết hành động hợp lý (TRA) nhấn mạnh rằng ý định hành vi là yếu tố quyết định hành vi của con người Ý định này được hình thành dựa trên thái độ cá nhân đối với hành vi cụ thể, cũng như sự ảnh hưởng của chuẩn chủ quan từ môi trường xung quanh Thái độ tích cực có thể thúc đẩy ý định thực hiện hành vi, trong khi những yếu tố xã hội cũng đóng vai trò quan trọng trong quyết định hành động của cá nhân.

Behavior - AB) và chuẩn chủ quan (Subjective Norm – SN) có tầm quan trọng và ảnh hưởng trực tiếp đến ý định hành vi

Hình 2.5: Mô hình thuyết hành động hợp lý (TRA)

Thuyết hành động hợp lí tập trung vào hành vi của người tiêu dùng và xác định khuynh hướng hành vi của họ, trong đó khuynh hướng hành vi là một yếu tố quan trọng trong thái độ hướng tới hành vi, thể hiện cảm giác ưa thích hoặc không ưa thích của cá nhân.

Thái độ Đo lường niềm tin đối với thuộc tính sản phẩm

Niềm tin vào những người ảnh hưởng có thể tác động đến quyết định mua sắm của tôi Đo lường niềm tin này liên quan đến việc đánh giá các thuộc tính sản phẩm, giúp người tiêu dùng đưa ra lựa chọn thông minh hơn.

Niềm tin vào các thuộc tính sản phẩm ảnh hưởng đến hành vi của người tiêu dùng, trong khi các chuẩn chủ quan, tức là sự tác động từ người khác, cũng đóng vai trò quan trọng trong việc hình thành thái độ của họ.

Thái độ (Attitude Toward Behavior) là yếu tố cá nhân phản ánh niềm tin tích cực hoặc tiêu cực của người tiêu dùng đối với sản phẩm và dịch vụ, được đo lường qua sự đánh giá về kết quả của hành vi Chuẩn chủ quan (Subjective Norms) là nhận thức từ những người ảnh hưởng gần gũi, như gia đình và bạn bè, về việc người đó nên hay không nên thực hiện hành vi (Ajzen, 1991, tr 188) Các chuẩn này có thể thay đổi theo tình huống và động lực cá nhân, dẫn đến việc cá nhân có thể tuân thủ hoặc không tuân thủ các quy tắc xã hội Ý định hành vi (Behavioral Intention - BI) là sự kết hợp giữa thái độ và chuẩn chủ quan đối với hành vi đó.

Trong đó, W1 và W2 là các trọng số của Thái độ (AB) và Chuẩn chủ quan (SN)

Theo Gordron Allport (1970): “Thái độ là một thiên hướng tổng quát về một người hay vật”

Theo Turstone (Mowen & Monor, 2006, tr 124): “Thái độ là một lượng cảm xúc thể hiện sự thuận lòng hay trái ý của một người về một ngoại tác nào đó”

Theo Sschiffinan & Kanuk (1987), thái độ được miêu tả gồm 3 thành phần: nhận thức, cảm xúc hay sự ưa thích và ý định hành vi Ưu điểm của mô hình TRA:

Mô hình TRA tương tự như mô hình thái độ ba thành phần nhưng sắp xếp lại ba yếu tố: nhận thức, cảm xúc và xu hướng Phương pháp đo lường thái độ trong mô hình TRA giống với mô hình thái độ đa thuộc tính, nhưng TRA cung cấp sự giải thích chi tiết hơn nhờ vào việc bổ sung thành phần chuẩn chủ quan.

Hạn chế của mô hình TRA:

Hạn chế lớn nhất của thuyết này là hành vi cá nhân bị chi phối bởi ý định, chỉ áp dụng trong các trường hợp có ý thức trước khi hành động Ý định chịu ảnh hưởng từ thái độ và mối quan hệ xã hội, cho thấy rằng sản phẩm và dịch vụ cần tạo ra niềm tin cho người sử dụng và các mối quan hệ cá nhân Thuyết này không thể giải thích cho những quyết định không hợp lý, hành động theo thói quen hoặc hành vi vô thức (Ajzen, 1985).

2.2.3 Lý thuyết hành vi dự định TPB

MỘT SỐ NGHIÊN CỨU CÓ LIÊN QUAN

2.3.1 Nghiên cứu trong nước 2.3.1.1 Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến của khách hàng trên địa bàn thành phố Huế của Dương Thị Hải Phương- Trường Đại học Kinh tế & Đại học Huế (2012)

Có 5 nhân tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến của khách hàng trên địa bàn thành phố Huế, bao gồm (1) Thuộc tính về công ty và sản phẩm; (2) Rủi ro cảm nhận; (3) Tính dễ sử dụng cảm nhận; (4) Kinh nghiệm của khách hàng; (5) Lợi ích cảm nhận

Mô hình nghiên cứu của Dương Thị Hải Phương phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến của khách hàng tại thành phố Huế Nghiên cứu này nhằm xác định các yếu tố quyết định sự lựa chọn mua sắm trực tuyến, từ đó cung cấp cái nhìn sâu sắc về hành vi tiêu dùng trong môi trường số.

Trường Đại học Kinh tế & Đại học Huế (2012)

Nghiên cứu của Lê Hoàng và Phương Việt tại Đại học tập trung vào các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua hàng trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Lazada Nghiên cứu này được dẫn dắt bởi Dương Thị Hải Phương (2012) và cung cấp cái nhìn sâu sắc về hành vi tiêu dùng trong môi trường thương mại điện tử Các yếu tố như độ tin cậy của nền tảng, chất lượng dịch vụ, và trải nghiệm người dùng được xem là những yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến quyết định mua sắm của khách hàng.

Có 5 yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Lazada, bao gồm (1) Sự tin cậy; (2) Nhóm tham khảo; (3) Nhận thức kiểm soát hành vi; (4) Nhận thức rủi ro; (5) Năng lực kinh doanh

Nhận thức kiểm soát hành vi

Năng lực kinh doanh Ý định mua hàng trực tuyến

Hình 2.10 trình bày mô hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua hàng trực tuyến trên sàn thương mại điện tử Lazada, được thực hiện bởi Lê Hoàng và Phương Việt từ Đại học Mở vào năm 2019 Mô hình này phân tích các yếu tố chính tác động đến quyết định mua sắm của người tiêu dùng, giúp hiểu rõ hơn về hành vi tiêu dùng trong môi trường thương mại điện tử.

Nghiên cứu của Diệp Thị Kim Tuyền và Đàm Trí Cường tại Trường Đại học Công Nghiệp TP Hồ Chí Minh (2020) đã phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm mỹ phẩm trực tuyến của người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh Nghiên cứu này, được dẫn nguồn từ Lê Hoàng và Phương Việt (2019), cung cấp cái nhìn sâu sắc về hành vi tiêu dùng và những yếu tố quyết định trong việc lựa chọn mua sắm mỹ phẩm qua mạng.

Có 5 yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm mỹ phẩm trực tuyến của người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh, bao gồm (1) Chất lượng thiết kế trang web; (2) Nhận thức sự hữu ích; (3) Nhận thức dễ sử dụng; (4) Chuẩn chủ quan; (5) Rủi ro cảm nhận

Mô hình nghiên cứu của Diệp Thị Kim Tuyền và Đàm Trí Cường từ Trường Đại học Công Nghiệp TP Hồ Chí Minh tập trung vào các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm mỹ phẩm trực tuyến của người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh Nghiên cứu này nhằm khám phá các yếu tố quyết định và tác động đến hành vi tiêu dùng trong lĩnh vực mỹ phẩm trực tuyến.

Nghiên cứu của Phạm Văn Tuấn (2020) đã chỉ ra rằng truyền miệng điện tử có ảnh hưởng mạnh mẽ đến ý định mua hàng của người tiêu dùng trên các nền tảng thương mại trực tuyến tại thị trường Việt Nam Diệp Thị Kim Tuyền và Đàm Trí Cường (2020) cũng nhấn mạnh tầm quan trọng của yếu tố này trong việc hình thành quyết định mua sắm của khách hàng.

Có 3 nhân yếu tố ảnh hưởng trực tiếp đến ý định mua hàng của người tiêu dung trên nền tảng thương mại trực tuyến tại thị trường Việt Nam, bao gồm (1) Thái độ; (2) Chuẩn chủ quan; (3) Nhận thức kiểm soát hành vi

Mô hình nghiên cứu của Phạm Văn Tuấn (2020) phân tích tác động của truyền miệng điện tử đến ý định mua hàng của người tiêu dùng trên nền tảng thương mại trực tuyến tại Việt Nam Nghiên cứu này tập trung vào việc hiểu rõ mối liên hệ giữa thông tin từ người tiêu dùng và quyết định mua sắm trong môi trường trực tuyến.

Nghiên cứu của Tạ Văn Thành và Đặng Xuân Ơn (2021) tại Trường Đại học Tài chính – Marketing và Học viện Cảnh sát Nhân dân đã chỉ ra các nhân tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến của người tiêu dùng Thế hệ Z tại Việt Nam Nghiên cứu này đóng góp vào việc hiểu rõ hơn về thói quen tiêu dùng của thế hệ trẻ trong bối cảnh thương mại điện tử ngày càng phát triển.

Có 5 nhân tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến của người tiêu dùng Thế hệ

Z tại Việt Nam, bao gồm (1) Hữu ích; (2) Uy tính; (3) Rủi ro; (4) Nhóm tham khảo;

Mô hình nghiên cứu của Tạ Văn Thành và Đặng Xuân Ơn từ Trường Đại học Tài chính – Marketing và Học viện Cảnh sát Nhân dân (2021) phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến của người tiêu dùng Thế hệ Z tại Việt Nam Nghiên cứu này giúp hiểu rõ hơn về hành vi tiêu dùng của thế hệ trẻ trong bối cảnh thương mại điện tử ngày càng phát triển.

Nghiên cứu của Hà Ngọc Thắng và cộng sự (2021) tập trung vào các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua hàng trực tuyến tại Việt Nam Nghiên cứu này được thực hiện nhằm khảo sát và phân tích các yếu tố quyết định hành vi mua sắm trực tuyến của người tiêu dùng, từ đó cung cấp những thông tin hữu ích cho các doanh nghiệp trong việc tối ưu hóa chiến lược tiếp thị và nâng cao trải nghiệm khách hàng.

THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU

QUY TRÌNH NGHIÊN CỨU

Thảo luận nhóm xác định, điều chỉnh các thang đo

Nghiên cứu và tìm hiểu các cơ sở lý thuyết liên quan đến đề tài Lựa chọn đề tài nghiên cứu

Xác định mục tiêu nghiên cứu

Chọn phương pháp nghiên cứu thực nghiệm

Bản khảo sát Xác định kích thước mẫu cần thiết tổi thiểu Thực hiện khảo sát thu thập dữ liệu

- Mã hóa, nhập liệu, làm sạch dữ liệu

- Kiểm định, đánh giá thang đo

Xử lí dữ liệu bằng SPSS

- Đánh giá độ tin cậy Cronbach’s Anpha

NGHIÊN CỨU SƠ BỘ

Do sự khác biệt về văn hóa và mức độ phát triển kinh tế, các thang đo hiện tại ở các nước phát triển có thể không phù hợp với thị trường Việt Nam Do đó, cần điều chỉnh và bổ sung các thang đo thông qua nghiên cứu định tính, đặc biệt là kỹ thuật thảo luận nhóm tập trung Dựa trên cơ sở lý thuyết từ Chương 2, ý định mua sắm trực tuyến sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon của sinh viên tại Thành phố Hồ Chí Minh được xác định qua 6 yếu tố với các biến quan sát từ nghiên cứu trước, tạo nền tảng cho nghiên cứu định tính tiếp theo.

Trong nghiên cứu này, thang đo được áp dụng là thang đo Likert 5 mức độ, với các giá trị từ 1 đến 5 cho cả biến độc lập và biến phụ thuộc Cụ thể, mức độ 1 biểu thị "Hoàn toàn không đồng ý", mức độ 2 là "Không đồng ý", mức độ 3 thể hiện "Bình thường", mức độ 4 có nghĩa là "Đồng ý" và mức độ 5 là "Hoàn toàn đồng ý".

Nghiên cứu định tính được sử dụng trong nghiên cứu này là kỹ thuật thảo luận nhóm tập trung Mục đích của việc thảo luận nhóm tập trung nhằm:

Xác định các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon là rất quan trọng Các yếu tố này bao gồm chất lượng sản phẩm, giá cả, thương hiệu, và đánh giá từ người tiêu dùng Ngoài ra, các biến quan sát như sự tiện lợi trong việc đặt hàng, chính sách giao hàng, và các chương trình khuyến mãi cũng đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy ý định mua sắm của khách hàng Việc nghiên cứu các yếu tố này giúp hiểu rõ hơn về hành vi tiêu dùng và tối ưu hóa chiến lược marketing cho sản phẩm.

Bài viết khẳng định các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon của sinh viên tại TP HCM Nghiên cứu sử dụng mô hình lý thuyết để đo lường các yếu tố tác động, từ đó điều chỉnh và bổ sung các yếu tố phù hợp với thị hiếu của người tiêu dùng Mục tiêu là phát triển thang đo các yếu tố này, giúp hiểu rõ hơn về quyết định mua sắm của sinh viên.

Kết quả từ thảo luận nhóm tập trung sẽ là nền tảng để tác giả điều chỉnh mô hình lý thuyết đã đề xuất trong chương 2, cũng như phát triển thang đo dựa trên các khái niệm nghiên cứu được tổng hợp từ lý thuyết và các nghiên cứu trước đó.

3.2.2 Kết quả nghiên cứu sơ bộ

Các thành viên của nhóm thảo luận đều thống nhất khẳng định:

Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon của người tiêu dùng tại TP HCM bao gồm những yếu tố quan trọng mà nhóm tác giả đã đề xuất trong chương 2 Những yếu tố này chủ yếu tác động đến quyết định mua sắm của sinh viên tại Thành Phố Hồ Chí Minh.

Mô hình lý thuyết về các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon của sinh viên tại TP HCM sẽ được giữ nguyên để kiểm định trong nghiên cứu định tính, dựa trên các giả thuyết nghiên cứu đã được xây dựng ở chương 2.

XÂY DỰNG VÀ PHÁT TRIỂN THANG ĐO

3.3.1 Nhận thức về sự hữu ích

Thang đo này đánh giá mức độ hữu ích của mua sắm trực tuyến đối với ý định mua sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon của sinh viên tại Thành Phố Hồ Chí Minh Nghiên cứu tập trung vào sự ảnh hưởng của tính hữu ích trong mua sắm trực tuyến đến quyết định mua hàng, thông qua 4 biến quan sát được ký hiệu từ HI1 đến HI4.

Bảng 3.1: Thang đo Nhận thức về sự hữu ích

Ký hiệu Biến quan sát Nguồn

Mua sắm trực tuyến son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon tiết kiệm thời gian hơn so với mua hàng trực tiếp

Hossein Rezaee Dolat Abadi và các cộng sự

Có thể mua sắm trực tuyến son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon mọi lúc và mọi nơi trên các trang Thương mại điện tử

Diệp Thị Kim Tuyền và Đàm Trí Cường (2020)

Hà Ngọc Thắng và cộng sự (2021)

Có nhiều mã khuyến mãi, giảm giá khi mua sắm sản phẩn son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon trực tuyến

Cao Minh Trí và Nguyễn Kiều Linh

(2018) Đỗ Đình Thanh và Lã Như Hải (2022)

Sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon được bán hầu hết trên các trang Thương mại Điện tử phổ biến

Nguyễn Thị Mai Anh và các cộng sự (2022) Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

3.3.2 Nhận thức dễ sử dụng

Nhận thức về tính dễ sử dụng sẽ ảnh hưởng đến ý định mua sắm sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến trong môi trường trực tuyến Việc đánh giá mức độ dễ dàng khi mua sắm trực tuyến sẽ góp phần quan trọng vào quyết định của người tiêu dùng.

Tre-Cocoon là một không gian lý tưởng cho sinh viên tại Thành Phố Hồ Chí Minh Nghiên cứu này tập trung vào nhận thức về tính dễ sử dụng trong việc mua sắm của người tiêu dùng, dựa trên bốn biến quan sát được ký hiệu từ DSD1 đến DSD4.

Bảng 3.2: Thang đo Nhận thức dễ sử dụng

Bạn tin rằng mình có thể tự đặt hàng sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon mà không cần bất kì sự trợ giúp nào

Diệp Thị Kim Tuyền và Đàm Trí Cường (2020)

DSD2 Bạn dễ dàng theo dõi đơn hàng và thông tin khuyến mãi của sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon

Thanh toán khi mua sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon trực tuyến dễ dàng, nhanh chóng

Nguyễn Thị Mai Anh và các cộng sự

Bạn dễ dàng tìm kiếm sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon trên các trang Thương mại điện Tử

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp 3.3.3 Nhận thức rủi ro

Bài viết này đánh giá mức độ rủi ro trong mua sắm trực tuyến và tác động của nó đến ý định mua sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon của sinh viên tại Thành Phố Hồ Chí Minh Thang đo được ký hiệu là RR và bao gồm 4 biến quan sát.

Bảng 3.3: Thang đo Nhận thức rủi ro

RR1 Bạn cảm thấy lo lắng vì thông tin cá nhân không được bảo mật

Tạ Văn Thành và Đặng Xuân Ơn

RR2 Việc hoàn trả hàng hóa và hoàn tiền gặp nhiều bất tiện

RR3 Sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre-

Cocoon bị hư hỏng trong quá trình vận chuyển

Nguyễn Thị Mai Anh và các cộng sự

Bạn không được trực tiếp thấy sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon trước khi mua, sản phẩm khác với mô tả

Lê Hoàng và Phương Việt (2019)

Hà Ngọc Thắng và cộng sự ( 2021)

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

3.3.4 Nhận thức độ tin cậy

Nghiên cứu này sẽ đánh giá mức độ tin tưởng của sinh viên tại thành phố

Hồ Chí Minh đối với việc mua sắm trực tuyến sản phẩm son dưỡng dầu dừa

Bến Tre- Cocoon.Thang đo dưới đây gồm 4 biến quan sát, ký hiệu từ TC1 đến TC4

Bảng 3.4: Thang đo Nhận thức độ tin cậy

Sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon được đánh giá cao trên các trang Thương mại Điện tử

TC2 Sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre-

Cocoon là sản phẩm thuần chay có nguồn gốc rõ ràng và đã được kiểm định

Lê Hoàng và Phương Việt

TC3 Bạn tin tưởng những cam kết của thương hiệu Cocoon về chất lượng sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon

Nguyễn Hoàng Minh Trí (2021) Nguyễn Thị Tuyết Nhung (2021)

TC4 Bạn tin tưởng chính sách đổi trả hàng hóa của thương hiệu Cocoon Đỗ Đình Thanh và Lã Như Hải

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp 3.3.5 Chuẩn chủ quan

Nghiên cứu này tập trung vào việc đo lường ảnh hưởng xã hội và nhận thức của sinh viên tại Thành phố Hồ Chí Minh đối với áp lực xã hội liên quan đến ý định mua sắm sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon Đặc biệt, tác giả áp dụng lý thuyết ảnh hưởng xã hội, bao gồm tác động từ nhóm tham khảo và các phương tiện truyền thông Qua đó, tác giả đã tiến hành thảo luận nhóm và xác định bốn biến quan sát, được ký hiệu từ CCQ1 đến CCQ4.

Bảng 3.5: Thang đo Chuẩn chủ quan

Thành viên trong gia đình giới thiệu sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon đến bạn

Diệp Thị Kim Tuyền và Đàm Trí Cường (2020) Phạm Văn Tuấn

Bạn bè giới thiệu sản phẩm đến bạn sau khi đã trải nghiệm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon

Tham khảo các đánh giá từ khách hàng đã mua và sử dụng son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon trên các trang Thương mại điện tử

Nguyễn Hoàng Minh Trí (2021) Đỗ Đình Thanh và

Nguyễn Thị Mai Anh và các cộng sự (2022)

Son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon được các trang Thương mại Điện tử đề xuất đầu tiên khi tìm kiếm về sản phẩm son dưỡng

Bài viết tập trung vào việc nghiên cứu ảnh hưởng của giá cả đến hành vi tiêu dùng, cụ thể là ý định mua sắm trực tuyến sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon của sinh viên tại Thành Phố Hồ Chí Minh Nghiên cứu dựa trên thang đo của Dira Aztiani và cộng sự (2019) cùng với Millenial (2020) Qua đó, tác giả đã tiến hành thảo luận nhóm và bổ sung thêm 4 biến quan sát, được ký hiệu từ GC1 đến GC4.

Bảng 3.6: Thang đo Giá cả cảm nhận

Ký hiệu Biến quan sát

Giá sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon tương xứng với chất lượng Reibstein.D.J (2002)

Milad Kamtarin (2012) Journal of Internet Applications and

Giá sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon phù hợp với thu nhập của bạn

Dira Aztiani và cộng sự

Millenial (2020) Giá cả sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến

Tre- Cocoon khi mua trực tuyến sẽ rẻ hơn khi mua tại các showroom

Bạn sẵn sàng chi trả cho son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon nếu giá sản phẩm cao hơn mua tại các showroom

3.3.7 Ý định mua sắm trực tuyến Ý định mua sắm trực tuyến là sức mạnh tương đối của người tiêu dùng về mục đích để thực hiện một hành vi nhất định, thể hiện dự định để thực hiện hành vi mua sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon thực tế của người tiêu dùng trong tương lai Nghiên cứu này, ý định sử dụng gồm 4 biến quan sát, ký hiệu từ YD1 đến YD4:

Bảng 3.7: Thang đo Ý định mua sắm

Bạn có sẵn sàng giới thiệu sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon cho những người chưa từng mua sản phẩm này trên các trang thương mại điện tử không?

Nếu các yếu tố trên được cải thiện phù hợp với bạn, ý định mua son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon của bạn sẽ cao hơn

Mô hình TPB của Ajzen (1991) Yoon C Cho, 2015

Bạn ưu tiên mua son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon thay vì các thương hiệu khác trên thị trường

Vì những yếu tố trên bạn sẽ tiếp tục mua sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon trong thời gian tới

NGHIÊN CỨU CHÍNH THỨC

3.4.1 Thiết kế mẫu nghiên cứu

Nghiên cứu được thực hiện thông qua bảng câu hỏi với 28 biến quan sát và các câu hỏi đặc trưng Mẫu nghiên cứu được chọn theo phương pháp thuận tiện, thuộc hình thức chọn mẫu phi xác suất Để xác định cỡ mẫu cho nghiên cứu, tác giả áp dụng phương pháp tính kích thước mẫu phù hợp.

Tác giả sử dụng cỡ mẫu theo công thức nP+8*m (m: số biến độc lập) (Tabachnick và Fidell, 1996) Như vậy n ≥ 50 + 8*20 = 210 (1)

Tác giả sẽ chọn cỡ mẫu tối thiểu là 210 đơn vị (n ≥ 210)

Phương pháp chọn mẫu: Chọn mẫu theo phương pháp thuận tiện

Chúng tôi, nhóm sinh viên ngành Kinh doanh Quốc tế, đang thực hiện nghiên cứu để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến sản phẩm son dưỡng Cocoon Cuộc khảo sát được tiến hành thông qua hình thức trực tuyến và hoàn toàn tự nguyện Những ý kiến đóng góp từ bạn sẽ là dữ liệu quan trọng giúp thương hiệu Cocoon điều chỉnh chiến lược tiếp thị phù hợp với nhu cầu của sinh viên tại TP.HCM.

3.4.2 Phương pháp xử lí và phân tích dữ liệu:

Tác giả sử dụng phần mềm SPSS làm công cụ hỗ trợ cho nghiên cứu đề tài

Dùng phương pháp đánh giá độ tin cậy Cronbach’s Alpha:

Đánh giá sơ bộ độ tin cậy và giá trị của thang đo được thực hiện bằng phương pháp hệ số tin cậy Cronbach alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA (Exploratory Factor Analysis) thông qua phần mềm SPSS 25 Quá trình này nhằm sàng lọc và loại bỏ các biến quan sát không đáp ứng tiêu chuẩn độ tin cậy, được gọi là biến rác.

Cronbach alpha là một chỉ số thống kê dùng để đo lường độ tin cậy và tính nhất quán của các biến quan sát trong nghiên cứu Hệ số này giúp đánh giá khả năng giải thích của các câu hỏi trong một khái niệm nghiên cứu, theo quan điểm của Hoàng Trọng và Chu Nguyễn.

Theo Mộng Ngọc (2005, tr.257, tr.258) và nhiều nhà nghiên cứu khác, hệ số Cronbach alpha từ 0,7 trở lên được coi là có thể sử dụng Tuy nhiên, một số nghiên cứu (như của Nunally (1978), Peterson (1994) và Slater (1995)) cho rằng hệ số từ 0,6 trở lên cũng có thể chấp nhận được, đặc biệt khi khái niệm nghiên cứu là mới hoặc chưa quen thuộc với người tham gia khảo sát trong bối cảnh nghiên cứu.

Theo Nunnally et al (1994), hệ số Cronbach alpha không chỉ ra biến nào cần loại bỏ hay giữ lại, do đó cần kết hợp với các phương pháp khác để xác định tính hợp lệ của các biến trong nghiên cứu.

Cronbach alpha, người ta còn sử dụng hệ số tương quan biến tổng (Corrected

Item – Total Correlation) và những biến nào có tương quan biến tổng < 0,3 sẽ bị loại bỏ

Phân tích nhân tố khám phá EFA

Phân tích nhân tố khám phá (EFA) là một kỹ thuật phân tích đa biến không có biến phụ thuộc và biến độc lập, tập trung vào mối tương quan giữa các biến Phương pháp này thường được sử dụng để đánh giá giá trị thang đo, bao gồm tính đơn hướng, giá trị hội tụ và giá trị phân biệt, cũng như để rút gọn một tập hợp các biến Trong nghiên cứu này, EFA được áp dụng nhằm tóm tắt các biến quan sát thành một số nhân tố cụ thể, qua đó đo lường các thuộc tính của các khái niệm nghiên cứu.

Phân tích nhân tố EFA sử dụng phương pháp trích Principal Components kết hợp với phép xoay Varimax là một kỹ thuật quan trọng trong nghiên cứu Tác giả chú trọng đến một số tiêu chuẩn cụ thể trong quá trình phân tích này để đảm bảo tính chính xác và độ tin cậy của kết quả.

Tiêu chuẩn Bartlett và hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) là hai chỉ số quan trọng để đánh giá sự phù hợp của phân tích nhân tố khám phá (EFA) EFA được xem là thích hợp khi KMO nằm trong khoảng từ 0,5 đến 1 và giá trị Sig nhỏ hơn 0,05, trong khi nếu KMO dưới 0,5, phân tích nhân tố có thể không phù hợp với dữ liệu (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2005, tr 262).

Tiêu chuẩn hệ số tải nhân tố (Factor Loadings) đánh giá mối tương quan giữa các biến và các nhân tố trong phân tích yếu tố khám phá (EFA) Theo Hair và cộng sự, hệ số tải lớn hơn 0,3 được coi là tối thiểu, lớn hơn 0,4 là quan trọng, và lớn hơn 0,5 là có ý nghĩa thực tiễn Đối với cỡ mẫu, nếu chọn tiêu chuẩn Factor loading > 0,3 thì cỡ mẫu ít nhất phải là 350; với cỡ mẫu khoảng 100, tiêu chuẩn nên là > 0,55; và với cỡ mẫu khoảng 50, yêu cầu là > 0,75 (Nguyễn Khánh Duy, 2009, tr 14) Nếu các biến có Factor loading vào các nhân tố khác nhau với chênh lệch trọng số nhỏ (dưới 0,3), biến đó sẽ bị loại bỏ, và các biến còn lại sẽ được nhóm vào nhân tố tương ứng đã được rút trích.

Tiêu chuẩn rút trích nhân tố trong phân tích nhân tố bao gồm chỉ số Engenvalue, đại diện cho lượng biến thiên được giải thích bởi các nhân tố, và chỉ số Cumulative, cho biết tổng phương sai trích và tỷ lệ phần trăm mà phân tích nhân tố giải thích.

Theo Gerbing và Anderson (1988), các nhân tố có Engenvalue < 1 không tóm tắt thông tin tốt hơn biến gốc, vì vậy chỉ rút trích các nhân tố với Engenvalue > 1 và tổng phương sai trích ≥ 50% Trị số Engenvalue và phương sai trích phụ thuộc vào phương pháp trích và phép xoay nhân tố Nguyễn Khánh Duy (2009, tr 14) cho rằng nếu sau phân tích EFA là phân tích hồi quy, có thể sử dụng phương pháp trích Principal components với phép xoay Varimax.

✓ Thứ tư: Khác biệt hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố ≥ 0.3 để đảm bảo giá trị phân biệt giữa các yếu tố

Phân tích hồi quy tuyến tính bội:

Trong nghiên cứu này, tác giả áp dụng mô hình hồi quy bội để xác định các yếu tố chính ảnh hưởng đến ý định mua sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon, đồng thời đánh giá tầm quan trọng của từng yếu tố Mô hình hồi quy bội được đề xuất sẽ giúp làm rõ mối quan hệ giữa các nhân tố và quyết định mua hàng của người tiêu dùng.

✓ Y là ý định mua sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon của sinh viên sống tại Thành phố Hồ Chí Minh

Các nhân tố F1, F2, , Fn đóng vai trò là những biến độc lập ảnh hưởng đến ý định mua sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon của sinh viên tại Thành phố Hồ Chí Minh.

✓ β1, β2, , βn là hệ số hồi quy từng phần (Trong bài nghiên cứu này tác giả sử dụng hế số β chưa chuẩn hóa)

✓ εi là sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn, trung bình bằng 0, phương sai không đổi và độc lập

Quá trình phân tích hồi quy tuyến tính được thực hiện qua các bước:

Bước đầu tiên trong phân tích hồi quy là kiểm tra mối tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc thông qua ma trận hệ số tương quan Để đảm bảo tính hợp lệ của phân tích, các biến độc lập cần có mối tương quan với nhau và với biến phụ thuộc Theo nghiên cứu của John và Benet-Martinez (2000), nếu hệ số tương quan dưới 0,85, điều này cho thấy khả năng phân biệt giữa các biến là cao Ngược lại, nếu hệ số tương quan vượt quá 0,85, cần xem xét kỹ lưỡng vai trò của các biến độc lập, vì có thể xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến, trong đó một biến độc lập có thể được giải thích bởi một biến khác.

Bước 2: Xây dựng và kiểm định mô hình hồi quy Được thực hiện thông qua các thủ tục:

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

THÔNG TIN VỀ MẪU NGHIÊN CỨU

Nhóm nghiên cứu đã thực hiện một khảo sát trực tuyến với 438 người tham gia, trong đó có 387 phiếu hợp lệ, chiếm 88.36%, và 51 phiếu không hợp lệ, chiếm 11.64%, do chỉ chọn một đáp án duy nhất hoặc không đúng đối tượng khảo sát.

Bảng 4.1: Thông tin mẫu nghiên cứu

Tần số Phần trăm (%) Giới tính

Bạn đang là sinh viên năm

Mức thu nhập hàng tháng

Từ 1 triệu đến dưới 3 triệu đồng 95 24.55%

Từ 3 triệu đến dưới 5 triệu đồng 117 30.23%

Từ 5 triệu đồng trở lên 107 27.65%

Nguồn: Phân tích và xử lý của nhóm tác giả (Tháng 4/2023)

Quan sát bảng 4.1 ta thấy:

Về Giới tính: Trong 387 người tham gia khảo sát, giới tính Nam là 144 người

(chiếm 37.21%) giới tính Nữ là 243 người (chiếm 62.79%)

Trong khảo sát, tỷ lệ sinh viên theo năm học được phân bố như sau: sinh viên Năm nhất chiếm 23.77%, sinh viên Năm hai chiếm 35.15%, sinh viên Năm ba chiếm 21.96%, sinh viên Năm tư chiếm 17.05%, và nhóm khác chiếm 10.08%.

Về Khối ngành học: Trong 387 người tham gia khảo sát, khối ngành Kinh tế

Trong tổng thể các khối ngành, khối ngành Kinh tế chiếm tỷ lệ cao nhất với 23.77%, tiếp theo là khối ngành Dịch vụ với 17.84% Khối ngành Công nghệ - Kỹ thuật đứng ở vị trí thứ ba với 16.02%, trong khi khối ngành Giáo dục chiếm 12.14% Các khối ngành Y tế và Quản lý xã hội đều chiếm 11.11% Cuối cùng, các khối ngành khác có tỷ lệ 8.01%.

Trong một cuộc khảo sát với 387 người tham gia, kết quả cho thấy mức thu nhập hàng tháng của họ như sau: 17.57% có thu nhập dưới 1 triệu đồng, 24.55% có thu nhập từ 1 triệu đến dưới 3 triệu đồng, 30.23% có thu nhập từ 3 triệu đến dưới 5 triệu đồng, và 27.65% có thu nhập từ 5 triệu đồng trở lên.

Mẫu khảo sát có sự phân bổ đồng đều về giới tính, khối ngành học và mức thu nhập hàng tháng, điều này giúp tăng độ tin cậy và tính khách quan của khảo sát, từ đó cho phép tiến hành phân tích dữ liệu một cách chính xác.

KIỂM ĐỊNH THANG ĐO

Bảng 4.2: Kết quả Cronbach alpha các yếu tố trong mô hình nghiên cứu

Trung bình thang đo nếu loại biến μ∑(- xi)

Hệ số quan sát tương quan biến tổng R(xi,

∑x) α nếu loại biến α (-xi) Kết luận

Thang đo yếu tố Nhận thức sự hữu ích (HI) α= ,756

Thang đo yếu tố Nhận thức dễ sử dụng (DSD) α= ,590

Thang đo yếu tố Nhận thức rủi ro (RR) α= ,631

Thang đo yếu tố Tin cậy (TC) α= ,675

Thang đo yếu tố Chuẩn chủ quan (CCQ) α= ,696

Thang đo yếu tố Giá cả cảm nhận (GC) α= ,715

Thang đo yếu tố Ý định mua sắm (YD) α= ,596

Nguồn: Từ phân tích và xử lí của nhóm tác giả

Theo bảng 4.2, biến YD1 trong thang đo Ý định mua sắm không đạt yêu cầu về độ tin cậy để thực hiện phân tích nhân tố khám phá EFA, do hệ số tương quan biến tổng (R(xi,∑x)=0.209) nhỏ hơn 0.3.

Bảng 4.3: Kết quả Cronbach alpha lần 2 của yếu tố Ý định mua sắm

Kết quả đánh giá Cronbach alpha, được trình bày trong Bảng 4.2 và Bảng 4.3, cho thấy tất cả các thang đo đều đạt yêu cầu với hệ số alpha trên 0.6 Trong đó, thang đo yếu tố Giá cả cảm nhận (GC) có hệ số alpha cao nhất là 0.715, trong khi thang đo yếu tố Nhận thức dễ sử dụng (DSD) có hệ số alpha thấp nhất là 0.590.

Các biến nhỏ bên trong mỗi thành phần đều có hệ số tương quan biến tổng

Tất cả các biến trong nghiên cứu đều có giá trị R(xi,∑x) lớn hơn 0.3, cho thấy độ tin cậy cao, vì vậy tác giả quyết định không loại bỏ bất kỳ biến nào Sau khi kiểm định thang đo, tác giả tiến hành đưa tất cả các nhóm biến vào phân tích nhân tố khám phá EFA trong bước tiếp theo.

PHÂN TÍCH NHÂN TỐ KHÁM PHÁ (EFA)

4.3.1 Phân tích nhân tố khám phá (EFA) đối với biến độc lập

Cronbach alpha, các biến quan sát được đưa vào phân tích nhân tố khám phá

Phân tích nhân tố khám phá (EFA) được thực hiện bằng phương pháp trích Principal Components và phép xoay Varimax, áp dụng cho 24 biến quan sát Kết quả EFA thể hiện trong Bảng 4.3 cho thấy chỉ có hai biến RR3 và RR4 đo lường cho cùng một yếu tố.

Hai biến TC4 và CCQ1 đo lường cùng một yếu tố, do đó không đáp ứng điều kiện cho phân tích nhân tố khám phá Vì lý do này, nhóm tác giả đã quyết định loại bỏ biến RR3.

Thang đo yếu tố Ý định mua sắm (YD) α= ,665

Bảng 4.4: Kết quả phân tích Rotated Component Matrix lần 1

Thang đo các nhân tố

Bảng 4.5: Kết quả phân tích Rotated Component Matrix lần 2

Thang đo các nhân tố

Quan sát Bảng 4.5, chúng ta nhận thấy các biến DSD2, RR2, DSD3, RR1,

DSD4 đo lường một nhân tố duy nhất với các chỉ số đo lường được công nhận Nhóm tác giả đã quyết định kết hợp các biến này thành một nhân tố mới mang tên Nhận thức Rủi ro.

Cronbach alpha, các biến quan sát được đưa vào phân tích nhân tố khám phá

Phân tích EFA được thực hiện bằng phương pháp trích Principal Components và xoay Varimax, sau khi loại bỏ các biến RR3, RR4, TC4, CCQ1, cho kết quả như bảng 4.4 Chỉ số KMO đạt 0.802 (trong khoảng 0.5 ≤ KMO ≤ 1) và hệ số Bartlett's với mức ý nghĩa sig = 0.000% < 0.05 khẳng định tính phù hợp của phương pháp phân tích EFA Kết quả cho thấy 18 biến quan sát được trích thành 5 nhân tố (bảng 4.5) với Eigenvalue = 1.176 và phương sai trích đạt 58.244% (> 50%), xác nhận rằng phương sai trích thỏa mãn yêu cầu Do đó, kết quả EFA là đáng tin cậy và có thể áp dụng cho phân tích hồi quy trong các bước tiếp theo.

4.3.2 Phân tích nhân tố khám phá (EFA) đối với biến phụ thuộc

Thang đo ý định mua sắm trực tuyến bao gồm ba biến quan sát, đã đạt độ tin cậy qua kiểm định Cronbach's Alpha và được đưa vào phân tích EFA Kết quả kiểm định Bartlett's Test cho thấy chỉ số KMO là 0.602 với giá trị sig = 0.000, nhỏ hơn 0.05, điều này chứng tỏ dữ liệu đủ điều kiện để tiến hành phân tích nhân tố.

Bảng 4.6: Kết quả EFA các biến phụ thuộc

Biến quan sát Các nhân tố

Nguồn: Từ phân tích và xử lí của nhóm tác giả.

PHÂN TÍCH HỒI QUY

Trước khi đánh giá tính phù hợp của mô hình hồi quy, cần kiểm tra mức độ tương quan giữa các yếu tố Dựa vào kết quả từ Bảng 4.5 và phân tích EFA, tác giả đã rút gọn các biến phụ thuộc thành những nhân tố chính.

- Yếu tố Nhận thức Rủi ro- Dễ sử dụng (RRDSD) gồm 5 biến đạt yêu cầu bao gồm DSD2, RR2, DSD3, RR1, DSD4 Khi đó, biến mới RRDSD = (DSD2 + RR2

- Yếu tố Giá cả cảm nhận (GC) gồm 4 biến đạt yêu cầu bao gồm GC1, GC2, GC3, GC4 Khi đó, biến mới GC = (GC1 + GC2 +GC3 +GC4)/4

- Yếu tố Nhận thức sự hữu ích (HI) gồm 3 biến đạt yêu cầu bao gồm HI1, HI2, HI3 Khi đó, biến mới HI = (HI1 + HI2 +HI3)/3

- Yếu tố Tin cậy (TC) gồm 3 biến đạt yêu cầu bao gồm TC1, TC2, TC3 Khi đó, biến mới TC = (TC1 + TC2 +TC3)/3

- Yếu tố Chuẩn chủ quan (CCQ) gồm 3 biến đạt yêu cầu bao gồm CCQ2, CCQ3, CCQ4 Khi đó, biến mới CCQ = (CCQ2 + CCQ3 + CCQ4)/3

Biến phụ thuộc "Ý định mua sắm trực tuyến" được hình thành từ các yếu tố YD2, YD3 và YD4, được ký hiệu là YD Công thức tính YD là YD = (YD2 + YD3 + YD4)/3.

4.4.1 Kiểm tra hệ số tương quan

Bảng 4.7: Ma trận hệ số tương quan

YD GC HI TC CCQ RRDSD

Kết quả kiểm tra hệ tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc bằng phương pháp Pearson cho thấy các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sản phẩm xanh có mối quan hệ chặt chẽ Tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc dao động từ

Các hệ số từ 0.373 đến 1 với mức ý nghĩa sig nhỏ hơn 0.05 (độ tin cậy 95%) cho thấy đạt yêu cầu về mặt thống kê Tương quan giữa các biến độc lập dao động từ 0.094 đến 0.481 (< 0.85), chứng tỏ khả năng giải thích cao cho biến phụ thuộc và giá trị phân biệt của các biến độc lập, giảm thiểu hiện tượng đa cộng tuyến Do đó, mô hình hồi quy bội có thể được dự đoán với độ chính xác cao.

YD = β0 + β1RRDSD + β2GC + β3HI + β4TC + β5CCQ + 𝒆 𝒊

KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH HỒI QUY VÀ CÁC GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU

Thực hiện lệnh hồi quy trong phần mềm SPSS và phương pháp Stepwise cho kết quả như sau:

Bảng 4.8: Tóm tắt mô hình hồi quy

Mức độ thay đổi R bình phương

Bậc tự do của tử số

Bậc tự do của mẫu số

Mức độ thay đổi mức ý nghĩa

Dự đoán các yếu tố như hằng số, RRDSD, TC, HI và CCQ là rất quan trọng trong phân tích Biến phụ thuộc YD được xác định rõ ràng trong quá trình nghiên cứu Các yếu tố này đóng vai trò then chốt trong việc hiểu và xử lý dữ liệu hiệu quả.

Theo Bảng 4.8, khi các biến số được thêm vào mô hình, giá trị 𝑅² tăng lên, cho thấy các mô hình hồi quy tuyến tính phù hợp với mẫu phân tích.

Mô hình thứ 4 gồm hằng số, biến RRDSD, TC, HI, CCQ: Trị số 𝑅 2 = 0.268 >

𝑅 2 điều chỉnh = 0.260 Chứng tỏ, mô hình hồi quy được xây dựng có biến độc lập

Nghiên cứu RRDSD, TC, HI, CCQ phân tích sự thay đổi trong ý định mua sắm trực tuyến sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon của sinh viên tại thành phố Hồ Chí Minh Kết quả cho thấy các yếu tố như nhận thức thương hiệu, sự tin tưởng vào sản phẩm và ảnh hưởng từ bạn bè đều đóng vai trò quan trọng trong quyết định mua sắm của sinh viên Sự phát triển của thương mại điện tử cũng góp phần thúc đẩy xu hướng tiêu dùng này.

4.5.1 Kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy

Bảng 4.9: Kết quả kiểm định độ phù hợp của mô hình hồi quy

Mô hình Tổng bình phương df Trung bình bình phương

Kết quả phân tích ANOVA trong Bảng 4.9 cho thấy giá trị kiểm định F (d.420) có ý nghĩa thống kê với Sig = 0.000, nhỏ hơn 0.05 Điều này chứng tỏ giả thuyết về việc các biến độc lập không có mối liên hệ với biến phụ thuộc bị bác bỏ Do đó, mô hình hồi quy số 5 được xác định là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu và có thể được áp dụng cho tổng thể.

4.5.2 Mô hình hồi quy biểu thị các yếu tố ảnh hưởng Bảng 4.10: Các thông số thống kê của mô hình hồi quy

Hệ số chưa chuẩn hóa

Hệ số chuẩn hóa t Sig

Thống kê đa cộng tuyến

Beta Độ chấp nhận VIF

Từ Bảng 4.8 và Bảng 4.10, tác giả rút ra một số nhận định sau:

Mô hình thứ 4 là mô hình giải thích tốt nhất cho vấn đề nghiên cứu với R2 điều chỉnh đạt 45% Ngoài ra, mô hình này không gặp phải hiện tượng đa cộng tuyến, thể hiện qua chỉ số VIF của các biến đều nhỏ hơn 2.

Tác giả đã chọn mô hình hồi quy thứ 4, với kết quả hệ số hồi quy được trình bày trong Bảng 4.10, cho thấy các yếu tố trong mô hình đều có ảnh hưởng đáng kể đến ý định mua sách của người tiêu dùng Cụ thể, hệ số B cho các yếu tố RRDSD là 0.224, TC là 0.185, HI là 0.148, và CCQ là 0.149 Do đó, mô hình hồi quy xác định các yếu tố tác động đến ý định mua sách của người dân.

YD = 1.148 + 0.224RRDSD + 0.185TC + 0.148HI + 0.149CCQ

Trong việc so sánh cường độ tác động của các yếu tố đến ý định mua sắm sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon, hệ số Beta được sử dụng để xác định tầm quan trọng của từng yếu tố Kết quả cho thấy yếu tố RRDSD có cường độ tác động mạnh nhất với Beta = 0.211, tiếp theo là TC với Beta = 0.196, thứ ba là HI với Beta = 0.176, và cuối cùng là CCQ với Beta = 0.150.

Theo bảng 4.10, các giả thuyết Hn (với n {1,2,3,4,5}) được thống kê, trong đó giả thuyết H1, H3 và H4 đều được chấp nhận với mức ý nghĩa α < 0.05, tương ứng với độ tin cậy 95%.

Giả thuyết H2 và H5 đã được kết hợp thành một giả thuyết mới mang tên RRDSD Giả thuyết RRDSD này được chấp nhận với mức ý nghĩa α.

< 0.05 hay 5% - Tương ứng với độ tin cậy 95%

Bảng 4.11 trình bày kết luận về các giả thuyết liên quan đến những yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sắm trực tuyến sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon của sinh viên tại thành phố Nghiên cứu này xác định các yếu tố chính góp phần vào quyết định mua sắm của sinh viên, từ đó giúp các nhà sản xuất và nhà tiếp thị có chiến lược hiệu quả hơn trong việc tiếp cận đối tượng khách hàng này.

Giả thuyết Nội dung Mối quan hệ Kết luận

H1 Nhận thức sự hữu ích có tác động tích cực đến Ý định mua sắm trực tuyến

H2-H5 Nhận thức Rủi ro -Dễ sử dụng có tác động tích cực đến Ý định mua sắm trực tuyến

H3 Tin cậy có tác động tích cực đến Ý định mua sắm trực tuyến

H4 Chuẩn chủ quan có tác động tích cực đến Ý định mua sắm trực tuyến

4.5.4 Kiểm định sự vi phạm các giả định của mô hình hồi quy

Mô hình hồi quy chỉ được coi là phù hợp với tổng thể nghiên cứu khi không vi phạm các giả định cần thiết Do đó, sau khi xây dựng phương trình hồi quy, việc kiểm tra các giả định này là rất quan trọng để đảm bảo tính chính xác của kết quả nghiên cứu.

- Không có tương quan giữa các phần dư (tính độc lập của các sai số)

- Phần dư có phân phối chuẩn 61

- Không có tương quan giữa các biến độc lập (không có hiện tượng đa cộng tuyến)

4.5.4.1 Giả định liên hệ tuyến tính

Hình 4.1: Đồ thị phân tán Scatterplot

4.5.4.2 Giả định không có tương quan giữa các phần dư

Hệ số Durbin-Watson trong Bảng 4.9 là 1.882, thấp hơn giá trị 3 Mặc dù vậy, phân tán ngẫu nhiên của các phần dư chuẩn hóa trong Hình 4.1 cho thấy không có mối tương quan giữa các phần dư, khẳng định rằng giả định này không bị vi phạm.

4.5.4.3 Giả định phần dư có phân phối chuẩn

Biểu đồ tần số Histogram (Hình 4.2) cho thấy giá trị trung bình của các quan sát là rất nhỏ, với độ lệch chuẩn Std Dev = 0.995, gần bằng 1 Điều này chứng minh rằng giả thiết về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.

Hình 4.2: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa

4.5.4.4 Giả định không có tương quan giữa các biến độc lập (không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến)

Kết quả trên Bảng 4.10 cho thấy giá trị chấp nhận của các biến độc lập

Tolerance đều lớn hơn 0.5 (nhỏ nhất là 0.755) và độ phóng đại phương sai (VIF) đều nhỏ hơn 2 (lớn nhất là 1.325), điều này khẳng định rằng không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.

Kết quả kiểm định cho thấy các giả định trong mô hình hồi quy tuyến tính không bị vi phạm, do đó mô hình hồi quy và các giả thuyết được kiểm định trong nghiên cứu này được chấp nhận.

KIỂM ĐỊNH KHÁC BIỆT VỀ Ý ĐỊNH MUA SẮM TRỰC TUYẾN THEO CÁC ĐẶC ĐIỂM NHÂN KHẨU HỌC

4.6.1 Kiểm định theo giới tính Để đánh giá sự khác biệt giữa các nhóm người tiêu dùng theo Giới tính, nhóm sử dụng phép kiểm định Independent Sample T – Test cùng mức ý nghĩa  = 5% (tức độ tin cậy 95%), nhóm thu được kết quả như sau:

Bảng 4.12: Thống kê trung bình ý định mua sắm trực tuyến sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre- Cocoon theo giới tính

Bảng 4.13: Kết quả kiểm định Independent Sample T-Test theo giới tính

YD Giả định phương sai bằng nhau

Giả định phương sai không bằng nhau Kiểm định

Levene về sự bằng nhau của phương sai

Sự khác biệt về trung bình -.04707 -.04707

Sự khác biệt về lệch chuẩn 07736 07826 Độ tin cậy 95%

Trung bình độ lệch chuẩn

Nhìn vào Bảng 4.13, nhóm tác giả nhận thấy giá trị Sig của kiểm định Levene 0.798 > 0.05 và Sig của kiểm định t ở phần giả định phương sai không bằng nhau

Kết quả phân tích cho thấy giá trị p (0.548) lớn hơn 0.05, do đó không có sự khác biệt đáng kể về ý định mua sắm trực tuyến sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon giữa các giới tính.

4.6.2 Kiểm định theo Năm sinh viên Để đánh giá sự khác biệt giữa các nhóm người tiêu dùng theo Năm sinh viên, nhóm sử dụng phép phân tích phương sai ANOVA cùng mức ý nghĩa  = 5% (tức độ tin cậy 95%), nhóm thu được kết quả như sau:

Bảng 4.12: Kiểm định tính đồng nhất của phương sai các nhóm biến theo Năm sinh viên

YD Thống kê Levene df1 df2 Sig

Theo kết quả phân tích kiểm định Levene (Bảng 4.14), giá trị Sig là 0.07, lớn hơn 0.05, cho thấy phương sai của các nhóm biến theo độ tuổi là bằng nhau, do đó đủ điều kiện để tiếp tục phân tích ANOVA.

Tổng bình phương df Bình phương trung bình

4.6.3 Kiểm định theo Khối ngành học Để đánh giá sự khác biệt giữa các nhóm người tiêu dùng theo Khối ngành học, nhóm sử dụng phép phân tích phương sai ANOVA cùng mức ý nghĩa  = 5% (tức độ tin cậy 95%), nhóm thu được kết quả như sau:

Bảng 4.14: Kiểm định tính đồng nhất của phương sai các nhóm biến theo Khối ngành học

Kết quả phân tích kiểm định Levene cho thấy Sig 0.235 > 0.05, điều này cho thấy phương sai của các nhóm biến theo độ tuổi là bằng nhau, từ đó đủ điều kiện để tiếp tục phân tích ANOVA.

Để đánh giá sự khác biệt giữa các nhóm người tiêu dùng theo mức thu nhập hàng tháng, nhóm tác giả đã sử dụng phép phân tích phương sai ANOVA với mức ý nghĩa  5% (độ tin cậy 95%) Kết quả phân tích cho thấy sự khác biệt rõ rệt giữa các nhóm người tiêu dùng dựa trên mức thu nhập hàng tháng.

Bảng 4.16: Kiểm định tính đồng nhất của phương sai các nhóm biến theo Mức thu nhập hàng tháng

Theo kết quả phân tích kiểm định Levene, với giá trị Sig 0.194 lớn hơn 0.05, phương sai của các nhóm biến theo độ tuổi được xác định là bằng nhau, do đó đủ điều kiện để tiếp tục phân tích ANOVA.

Dựa trên kết quả nghiên cứu từ Chương 4, nhóm tác giả đề xuất các kiến nghị nhằm tăng cường ý định mua sắm trực tuyến sản phẩm son dưỡng dầu dừa Bến Tre - Cocoon.

Tiêu đề	Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Ý Định Mua Sắm Trực Tuyến Sản Phẩm Son Dưỡng Dầu Dừa Bến Tre – Cocoon Của Sinh Viên Tại Thành Phố Hồ Chí Minh
Tác giả	Đỗ Phương Trinh, Nguyễn Khánh Vy, Bùi Trần Khánh Vy, Nguyễn Tân Nguyệt Quế, Phan Ngọc Phương Trinh
Trường học	Trường Đại Học Tài Chính – Marketing
Chuyên ngành	Nghiên Cứu Thị Trường Quốc Tế
Thể loại	Bài Thi Kết Thúc Học Phần
Năm xuất bản	2023
Thành phố	Thành Phố Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	134
Dung lượng	2,5 MB