TÓM TẮT:
Bài nghiên cứu được thực hiện với mục đích xác định và đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua laptop của nhân viên văn phòng tại Thành phố Hồ Chí Minh. Quá trình thực hiện nghiên cứu, kết hợp cả hai phương pháp nghiên cứu định tính và nghiên cứu định lượng. Số liệu thu thập từ khảo sát được xử lý bằng phần mềm SPSS 20 với các phương pháp thống kê mô tả, kiểm định Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá (EFA), phân tích tương quan (Pearson), chạy hồi quy tuyến tính để xác định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố ảnh hưởng đến ý định mua laptop của nhân viên văn phòng, kiểm định các giả thuyết đặt ra trong nghiên cứu. Từ đó, tác giả đã đề xuất một số hàm ý quản trị cho các doanh nghiệp nhằm giúp doanh nghiệp có cái nhìn khách quan về ý định mua hàng của nhân viên văn phòng và thực hiện các biện pháp để thu hút và giữ chân khách hàng của mình.
Từ khoá: ý định mua laptop trực tuyến, nhân viên văn phòng, Thành phố Hồ Chí Minh.
1. Đặt vấn đề
Những năm gần đây, ứng dụng thương mại điện tử chính là dấu ấn của nền kinh tế số trong đời sống của người dân Việt Nam. Việt Nam xếp hạng thứ 48 trên 60 quốc gia có tốc độ chuyển đổi kinh tế số hóa nhanh trên thế giới, xếp hạng thứ 22 về tốc độ phát triển số hóa. Việt Nam đang trong nền kinh tế số hóa là cơ hội để lĩnh vực thương mại điện tử có thể phát triển.
Trong bối cảnh dịch Covid-19, các kênh bán hàng trực tuyến được người tiêu dùng đặc biệt quan tâm và sử dụng. Thương mại điện tử sẽ là phân khúc tăng trưởng nhanh nhất. Số liệu từ báo cáo của Cơ quan thương mại điện tử và kinh tế số Việt Nam (IDEA) cho biết, năm qua 53% số người tiêu dùng đã mua sắm trực tuyến. Như vậy, việc mua sắm trực tuyến là một xu hướng tự nhiên và tất yếu nhờ vào sự phát triển của internet mở ra một kỷ nguyên mới - kỷ nguyên công nghệ số.
Thống kê từ Canalys cho thấy trong năm 2020 đã có 235,1 triệu chiếc laptop (máy tính xách tay) được bán ra trong năm 2021. Trong khi doanh số bán máy tính để bàn chỉ là 61,9 triệu chiếc. Theo Canalys, đại dịch Covid -19 đã tác động và thúc đẩy mạnh mẽ nhu cầu đối với máy tính xách tay trên toàn cầu. Ước tính doanh số bán máy tính xách tay đã tăng đến 26% so với năm 2020. Thậm chí, do ảnh hưởng của việc thiếu chip trên toàn cầu, nên đã xuất hiện tình trạng khan hàng và tăng giá ở một số mẫu laptop đến từ các hãng như Asus, Dell và HP. Dịch bệnh tiếp tục diễn biến phức tạp, nhu cầu làm việc và học tập tại nhà duy trì ở mức cao đưa thị trường máy tính xách tay, laptop tiếp đà tăng trưởng từ giữa năm ngoái. Vì vậy, thị trường laptop là một trong những thị trường “màu mỡ” nhất trong thị trường bán lẻ trực tuyến, đặc biệt đang trong giai đoạn phòng chống dịch bệnh hiện nay. Đại diện Sở Công Thương Thành phố Hồ Chí Minh cho biết, lượng truy cập Internet qua các phương tiện điện tử của người dân chiếm khoảng 90%, trung bình một ngày mỗi người sẽ dành 6 - 7 giờ để truy cập vào các trang mạng nên họ không gặp khó khăn khi tìm kiếm hàng hóa, mua sắm theo nhu cầu trên kênh thương mại điện tử.
Bên cạnh những thuận tiện trong việc mua sắm trực tuyến thông qua internet thì cũng gặp phải những bất lợi, vì vậy các nhà bán lẻ, nhà sản xuất cần có những mô hình kinh doanh phù hợp tìm ra các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua của người tiêu dùng tại thành phố nói chung mà cụ thể hơn trong bài là nhân viên văn phòng cũng là một tập khách hàng các nhà kinh doanh laptop cần chú trọng tìm hiểu khai thác để mang lại một lượng lớn doanh số. Từ đó, đề xuất ra những hàm ý quản trị khắc phục những bất cập sau quá trình khảo sát và nghiên cứu nhằm cải thiện và nâng cao hơn một phần nào đó cho các nhà bán lẻ, nhà cung cấp,… để thu hút được đối tượng khách hàng là nhân viên văn phòng. Chính vì những lý do nêu trên, tác giả bài viết đã lựa chọn thực hiện đề tài: “Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua laptop trực tuyến của nhân viên văn phòng tại Thành phố Hồ Chí Minh” để giải quyết được các vấn đề trên.
2. Cơ sở lý luận và giả thuyết
2.1. Cơ sở lý luận
Thương mại điện tử được định nghĩa là quá trình mua, bán, chuyển hoặc trao đổi hàng hóa, dịch vụ hoặc thông tin bằng các mạng điện tử như Internet (Turban và cộng sự, 2002). Kotler và Keller (2006) đã đưa ra định nghĩa về thương mại điện tử, trong đó các công cụ điện tử tạo điều kiện thuận lợi cho quá trình bán hàng và mua hàng.
Thương mại điện tử là hoạt động mua bán sản phẩm và dịch vụ thông qua các hệ thống điện tử như Internet và mạng máy tính, được chia thành 4 nhóm theo đặc điểm của người mua và người bán: (1) doanh nghiệp với doanh nghiệp (B2B); (2) doanh nghiệp với người tiêu dùng (B2C); người tiêu dùng với tiêu dùng (C2C); người tiêu dùng với doanh nghiệp (C2B) (Kotler và Armstrong, 2012).
2.2. Giả thuyết và mô hình nghiên cứu
Dựa vào kết quả tổng quan các nghiên cứu trước đây và bối cảnh nghiên cứu, tác giả đã xây dựng mô hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua laptop trực tuyến của nhân viên văn phòng tại Thành phố Hồ Chí Minh gồm: (1) Nhận thức hữu ích; (2) Cảm nhận rủi ro; (3) Nhận thức kiểm soát hành vi; (4) Chuẩn chủ quan; (5) Nhận thức dễ sử dụng; và (6) Sự tin cậy. (Hình 1)
3. Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu này được thực hiện thông qua 2 giai đoạn:
Giai đoạn 1, nội dung giai đoạn này tác giả sử dụng phương pháp chuyên gia, trên cơ sở tham khảo ý kiến chuyên gia và thảo luận nhóm nhằm hoàn thiện thang đo và thiết kế bảng câu hỏi điều tra.
Giai đoạn 2, nội dung giai đoạn này sẽ thực hiện: Kiểm định độ tin cậy của thang đo với hệ số Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố khám phá.
Theo Nguyễn Đình Thọ (2011), cỡ mẫu cho phương pháp phân tích nhân tố tối thiểu gấp 5 lần tổng số biến quan sát, vậy cỡ mẫu tối thiểu N>=5*x (x: tổng số biến quan sát). Mô hình khảo sát trong nghiên cứu gồm 6 nhân tố độc lập với 26 biến quan sát và 1 nhân tố phụ thuộc với 3 biến quan sát. Do đó, số lượng mẫu cần thiết là 5*26= 130 từ mẫu trở lên. Để đảm bảo độ tin cậy của dữ liệu nghiên cứu, tác giả quyết định chọn quy mô mẫu là 200 cho đề tài. Tất cả số liệu thu thập từ bảng câu hỏi điều tra được mã hóa, xử lý bằng phần mềm SPSS và AMOS. Theo Jum C.Nunnally (1978), một biến đo lường có hệ số tương quan biến tổng corrected item - total >=0.3 và có hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0.6 mới đảm bảo độ tin cậy của thang đo. Mục đích của phân tích nhân tố khám phá để thu nhỏ và tóm tắt các dữ liệu.
4. Kết quả nghiên cứu
Kết quả kiểm định thang đo:
Kết quả kiểm định Cronbach Alpha với các thang đo của các biến độc lập đều đạt kết quả tốt. Kết quả Cronbach Alpha cho biến phụ thuộc “Ý định mua laptop trực tuyến” là 0.874, là tốt. Cụ thể các kết quả kiểm định Cronbach Apha chi tiết với tất cả các biến quan sát được trình bày ở Bảng 1.
Bảng 1. Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha
|
Thang đo thành phần |
Số biến quan sát ban đầu |
Hệ số Cronbach’s Alpha |
Hệ số tương quan biến tổng |
|
Nhận thức hữu ích |
4 |
0.928 |
>= 0.818 |
|
Cảm nhận rủi ro |
4 |
0.936 |
>= 0.833 |
|
Nhận thức kiểm soát hành vi |
3 |
0.859 |
>= 0.696 |
|
Chuẩn chủ quan |
4 |
0.917 |
>= 0.784 |
|
Nhận thức dễ sử dụng |
4 |
0.943 |
>= 0.807 |
|
Sự tin cậy |
4 |
0.901 |
>= 0.673 |
|
Ý định mua |
3 |
0.847 |
>=0.715 |
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp theo kết quả điều tra
Các kết quả Cronbach Alpha cho thấy hầu hết các thước đo đều có giá trị đạt yêu cầu. Tất cả các giá trị ở cột hệ số tương quan biến tổng đều >0,3, xét theo các điều kiện đã trình bày ở trên là đạt yêu cầu cho các phân tích tiếp theo. Các thước đo hầu hết có giá trị “Cronbach Alpha nếu loại biến” nhỏ hơn giá trị Cronbach Alpha chung.
Kết quả phân tích nhân tố khám phá (EFA) (Bảng 2)
Bảng 2. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA
|
Nhân tố |
Hệ số KMO |
Sig |
Hệ số Factor Loading |
|
1. Các biến độc lập |
0.733 |
0.000 |
|
|
Nhận thức hữu ích |
0.841 – 0.901 |
||
|
Cảm nhận rủi ro |
0.881 – 0.929 |
||
|
Nhận thức kiểm soát hành vi |
0.817 – 0.882 |
||
|
Chuẩn chủ quan |
0.866 – 0.885 |
||
|
Nhận thức dễ sử dụng |
0.861 – 0.920 |
||
|
Sự tin cậy |
|
|
0.807 – 0.903 |
|
2. Biến phụ thuộc |
0.727 |
0.000 |
|
|
Ý định mua |
|
|
0.869 – 0.918 |
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp theo kết quả điều tra
Kết quả phân tích hồi quy và kiểm định giả thuyết:
Từ Bảng 3, chúng ta thấy, R2 có giá trị Sig rất nhỏ (Sig. = 0.000) chứng tỏ mô hình hồi quy là phù hợp. Các biến số góp phần giải thích 62,9% sự biến động của ý định mua. Kết quả hồi quy cũng cho thấy các biến đều có giá trị sig. nhỏ hơn 0.05 nên 5 biến độc lập đều được chấp nhận trong phương trình hồi quy. Hệ số phóng đại phương sai (VIF) của 5 biến độc lập trong mô hình đều nhỏ hơn 10, chứng tỏ rằng các biến độc lập không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, phù hợp với giả định trong nghiên cứu này là các biến số là độc lập với nhau.
Kết quả ở Bảng 3 cho thấy, 4 biến độc lập đều tác động cùng chiều đến ý định mua laptop trực tuyến là biến “nhận thức kiểm soát hành vi” (β = 0.358), biến “chuẩn chủ quan” (β = 0.312), biến “nhận thức dễ sử dụng” (β = 0.151), biến “nhận thức hữu ích” (β = 0.133) và biến đóng góp theo chiều nghịch là biến “cảm nhận rủi ro” (β = - 0.172) trong sự ảnh hưởng đến ý định mua laptop trực tuyến.
Bảng 3. Kết quả phân tích mô hình hồi quy
|
Mô hình |
Hệ số chưa chuẩn hóa |
Hệ số chuẩn hóa |
Mức ý nghĩa |
Hệ số kiểm định đa cộng tuyến |
|||
|
B |
Sai số chuẩn |
Beta |
Tolerance |
VIF |
|||
|
1 |
(Constant) |
-0.186 |
0.385 |
|
0.629 |
|
|
|
NTHI |
0.163 |
0.071 |
0.133 |
0.024 |
0.601 |
1.663 |
|
|
CNRR |
-0.142 |
0.044 |
-0.172 |
0.001 |
0.726 |
1.377 |
|
|
DSD |
0.167 |
0.058 |
0.151 |
0.004 |
0.760 |
1.317 |
|
|
CCQ |
0.428 |
0.072 |
0.312 |
0.000 |
0.739 |
1.353 |
|
|
KSHV |
0.376 |
0.060 |
0.358 |
0.000 |
0.630 |
1.587 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp theo kết quả điều tra
Biến số phụ thuộc: Ý định mua laptop trực tuyến của nhân viên văn phòng; R2 điều chỉnh= 0,629.
Theo kết quả trên có 4 nhân tố tác động cùng chiều với ý định mua laptop trong đó thì nhân tố nhận thức kiểm soát hành vi tác động mạnh nhất tới ý định mua laptop, thứ 2 là nhân tố chuẩn chủ quan, thứ 3 là nhân tố nhận thức dễ sử dụng, thứ 4 là nhân tố nhận thức hữu ích và cuối cùng là có 1 nhân tố tác động ngược chiều với ý định mua laptop là nhân tố cảm nhận rủi ro.
5. Hàm ý quản trị
Thứ nhất: Yếu tố “nhận thức kiểm soát hành vi” có tác động mạnh nhất đến ý định mua laptop trực tuyến của nhân viên văn phòng tại Thành phố Hồ Chí Minh. Chính vì vậy, doanh nghiệp hay các nhà bán lẻ cần đảm bảo rằng trước khi mua khách hàng có thể chat trực tiếp trên các trang mua sắm trực tuyến để có thể tư vấn kỹ hơn về sản phẩm, từ đó người mua có thể tin tưởng hơn về doanh nghiệp trước khi họ quyết định mua laptop.
Thứ hai: Yếu tố “chuẩn chủ quan” có ảnh hưởng đến ý định mua laptop trực tuyến của nhân viên văn phòng tại Thành phố Hồ Chí Minh. Cần tận dụng những đánh giá của cộng đồng mạng về sản phẩm laptop nhà bán lẻ nên tạo page doanh nghiệp uy tín để cung cấp những thông tin chính xác cũng như phù hợp để các nhân viên văn phòng cũng như người thân của họ sẽ có cái nhìn tốt đẹp, có cảm nhận khách quan và có lòng tin hơn với các nhà bán lẻ trực tuyến.
Thứ ba: Yếu tố “nhận thức tính dễ sử dụng” có mức độ ảnh hưởng thứ ba đến ý định mua hàng laptop trực tuyến của nhân viên văn phòng tại Thành phố Hồ Chí Minh. Cần tận dụng và phát triển là thiết lập giao diện website mua sắm thân thiện hơn. Doanh nghiệp cần đưa thông tin rõ ràng và đầy đủ về sản phẩm để khách hàng có thể dễ dàng xem và so sánh các thông tin giữa nhiều hãng khác nhau tránh trường hợp vì thiếu thông tin mà khách hàng không lựa chọn mua sản phẩm. Ngoài ra, nhà bán lẻ cần tạo được trang web với tốc độ truy cập ổn định đảm bảo các quá trình mua bán được thuận lợi không mất quá nhiều thời gian chờ đợi.
Thứ tư: Yếu tố “nhận thức hữu ích” ảnh hưởng đến ý định mua hàng laptop trực tuyến của nhân viên văn phòng tại Thành phố Hồ Chí Minh. Nhà kinh doanh trực tuyến cần cung cấp thông tin sẵn có hoàn toàn, quy trình đặt hàng thực hiện và có nhiều tùy chọn trong vấn đề đặt mua hàng, thường xuyên tiến hành điều tra về phản ứng cũng như tiếp thu ý kiến của khách hàng để tiếp tục phát triển cung cấp các sản phẩm và dịch vụ thích hợp.
Thứ năm: Yếu tố “cảm nhận rủi ro” bất cứ khách hàng nào cũng e ngại hay là lo lắng khi có ý định mua hàng qua mạng là những rủi ro kèm theo như sản phẩm không giống như đã mô tả hay thông tin mà nhà cung cấp đưa ra hoặc là vấn đề thanh toán,... Do đó, các doanh nghiệp kinh doanh trực tuyến có thể liên kết với một bên trung gian thứ ba. Lợi ích của việc này sẽ giúp cho cả doanh nghiệp và khách hàng tổ chức các hoạt động từ giao hàng, nhận tiền và hoàn tiền hay nếu hàng bị giao sai mẫu hay bị hư hỏng trong quá trình vận chuyển, đồng thời rút ngắn thời gian giao và nhận hàng. Nếu muốn giảm rủi ro, cả hai bên doanh nghiệp, nhà bán lẻ,… và cả người mua cần tuân thủ những chính sách đổi trả hàng theo quy định mà bên bán đã đưa ra trước khi 2 bên chấp nhận giao dịch điều này, giúp cho khách hàng sẽ yên tâm tin tưởng vào nhà bán lẻ để mua laptop trực tuyến.
TÀI LIỆU THAM KHẢO:
- Akbar, S., James, P. T. (2014). Consumers' attitude towards online shopping Factors influencing employees of crazy domains to shop online. Journal of Management and Marketing Research, 14, 1.
- Bauman and R. Bachmann. (2017). Online consumer trust: Trends in research. Journal of Technology Management & Innovation, 12(2), 68-79.
- Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational behavior and huma decision processes, 50(2), 179-211.
- Eneizan, A. Alsaad, A. Alkhawaldeh, HN Rawash, and O. Enaizan. (2020). E-WOM, trust, usefulness, ease of use, and online shopping via websites: The moderating role of online shopping experience. Journal of Theoretical and Applied Information Technology, 98(13), 2554-2565.
- Bart, Y., Shankar, V., Sultan, F., Urban, G. L. (2005). Are the drivers and role of online trust the same for all web sites and consumers? A large-scale exploratory empirical study. Journal of marketing, 69(4), 133-152.
- Jebarajakirthy and A. Shankar. (2021). Impact of online convenience on mobile banking adoption intention: A moderated mediation approach. Journal of Retailing and Consumer Services, 58, 1-12.
- Davis, F. D. (1989). Perceived usefulness, perceived ease of use, and user acceptance of information technology. MIS quarterly, 319-340.
- Gong, W., Stump, R. L., Maddox, L. M. (2013). Factors influencing consumers' online shopping in China. Journal of Asia Business Studies, 7, 214-230.
- Hasslinger, Selma Hodzic, Claudio Opazo. (2011). Consumer behavior in online shopping. Sweden: Kristianstad University.
- Nguyễn Đình Thọ (2011). Phương pháp nghiên cứu khoa học kinh doanh. NXB Lao động xã hội, Hà Nội.
Factors affecting the intention of office workers in Ho Chi Minh City to buy laptops online
Le Duc Lam
Industrial University of Ho Chi Minh City
ABTRACTS:
This study is to identify and evaluate the factors affecting the intention of office workers in Ho Chi Minh City to buy laptops. Both qualitative and quantitative research methods are used in this study. Data collected from the study’s survey are analyzed by using SPSS 20 software and methods of descriptive statistics, Cronbach's alpha, Exploratory Factor Analysis (EFA), correlation analysis (Pearson), and regression analysis linearity to determine the degree of influence of factors affecting the intention to buy laptops of office workers, and test proposed hypotheses. Based on the study’s findings, some managerial implications are made to help businesses better understand the buying behavior of office workers and develop appropriate measures to retain their customers.
Keywords: intention to buy laptop online, office workers, Ho Chi Minh City.
[Tạp chí Công Thương - Các kết quả nghiên cứu khoa học và ứng dụng công nghệ, Số 22 tháng 10 năm 2022]