Những yếu tố tác động đến ý định mua sắm thời trang nội địa của giới trẻ Việt Nam (độ tuổi 18 - 28) trên các sàn thương mại điện tử

Tóm tắt:

Nghiên cứu “Những yếu tố tác động đến thói quen mua sắm thời trang nội địa của giới trẻ Việt Nam (độ tuổi 18 - 28) trên các sàn thương mại điện tử” nhằm chỉ ra và đo lường các yếu tố gây ảnh hưởng đến ý định mua sắm thời trang nội địa của giới trẻ Việt Nam trên các sàn TMĐT. Từ đó, giúp cho các thương hiệu nội địa Việt định hướng được những chiến lược tiếp cận thị trường và chăm sóc khách hàng ngày càng hiệu quả hơn.

Từ khóa: yếu tố tác động trên sàn thương mại điện tử, ý định mua sắm, thời trang nội địa, giới trẻ Việt Nam.

1. Đặt vấn đề

Sự phát triển của thương mại điện tử (TMĐT), những năm gần đây, dần làm thay đổi hành vi mua sắm của người tiêu dùng trẻ (Hồng Thảo, 2023). Tại khu vực châu Á, kênh bán hàng số đã tăng gần 1,5 lần trong năm 2019 và dự báo đạt 24,5% tổng doanh thu ngành bán lẻ trên toàn cầu vào năm 2020 (FPT Digital, 2022). Việt Nam cũng không nằm ngoài xu hướng này, với tốc độ tăng trưởng TMĐT đạt 81%, quy mô lên tới 5 tỷ USD, đứng thứ hai ở Đông Nam Á - sau Indonesia (Trần Trọng Huy & Nguyễn Thị Khánh Chi, 2022). TMĐT đang dần thay thế cách thức mua sắm truyền thống; đỉnh điểm sau cột mốc năm 2019, khi đại dịch Covid-19 xảy ra, đã thúc đẩy việc sử dụng các sàn TMĐT mạnh mẽ hơn, với gần 58% người tiêu dùng Việt (Nguyễn Quang Huy, 2024). Trong đó, khách hàng trẻ, thuộc thế hệ Gen Z, có ảnh hưởng đáng kể, nhờ khả năng tiếp cận thông tin nhanh chóng (Nguyễn Quang Huy, 2024). Họ không chỉ góp phần hình thành xu hướng mua sắm mới, mà còn có thể làm cho một sản phẩm trở nên lỗi thời (Nguyễn Quang Huy, 2024). Điều này tạo ra cả cơ hội và thách thức cho các thương hiệu, bao gồm cả lĩnh vực thời trang nội địa. Theo Lê Hồng (2024), người tiêu dùng Việt đứng thứ ba trên thế giới về khả năng mua sắm đồ hiệu, làm cho doanh thu ngành hàng này có thể đạt 6,5 tỷ USD trước năm 2029. Do đó, các yếu tố về tính tiện lợi, độ an toàn, giá và khuyến mại, danh tiếng thương hiệu hay ảnh hưởng từ mạng xã hội của các thương hiệu thời trang nội địa phải được chú trọng nhiều hơn trước sự cạnh tranh khốc liệt của các thương hiệu quốc tế. Vì vậy, việc nghiên cứu “Những yếu tố tác động đến thói quen mua sắm thời trang nội địa của giới trẻ Việt Nam (độ tuổi 18 - 28) trên các sàn thương mại điện tử” nhằm chỉ ra và đo lường các yếu tố gây ảnh hưởng đến ý định mua sắm thời trang nội địa của giới trẻ Việt Nam trên các sàn TMĐT; từ đó giúp cho các thương hiệu nội địa Việt định hướng được những chiến lược tiếp cận thị trường và chăm sóc khách hàng ngày càng hiệu quả hơn là cần thiết.

2. Cơ sở lý thuyết và mô hình nghiên cứu

2.1. Cơ sở lý thuyết

TMĐT là việc tận dụng mạng viễn thông để thực hiện trao đổi mua bán hàng hóa mà không bị rào cản về vấn đề thời gian (Joshi & Dumbre, 2017). TMĐT cho phép người dùng dễ dàng chọn lựa, cân nhắc từ các ý kiến đánh giá về mặt chất lượng sản phẩm, giá cả hay ưu đãi từ nhà sản xuất trước khi ra quyết định mua hàng (Joshi & Dumbre, 2017). Ngược lại, mặt hạn chế của nó, liên quan đến việc bảo mật, có khi bị sai với kỳ vọng sản phẩm khi nhận hàng, các khoản phí không rõ ràng, việc thanh toán, thời gian nhận hàng hay dịch vụ chăm sóc khách hàng kém vẫn còn tồn tại đến ngày nay. (Franco & Regi, 2013). Đồng thời, một mối quan tâm khác liên quan tới danh tiếng thương hiệu; liệu rằng, yếu tố này có tác động đến quyết định mua sắm trưc tuyến? Theo Erdem, Swait và Valenzuela (2006), hành vi mua sắm của khách hàng có tác động tuyến tính theo chiều hướng tích cực đối với những thương hiệu có danh tiếng. Danh tiếng thương hiệu được tạo nên từ các chỉ số đo lường đặc thù như chất lượng, vai trò, tần suất sử dụng hay sự hấp dẫn của sản phẩm (Erdem, Swait & Valenzuela, 2006). Với thương hiệu nội địa, hay tại địa phương, thường sẽ biểu thị các chỉ số này cao hơn so với các thương hiệu ngoại quốc (Dimofte, Johansson & Ronkainen, 2008). Những thương hiệu này có những hiểu biết nhất định về văn hóa, phong tục, cũng như đặc thù về mặt lối sống của người tiêu dùng nội địa hơn; do đó, sản xuất ra các mặt hàng giúp tối ưu hơn về mặt công năng cũng như tính chất sử dụng (Dimofte, Johansson & Ronkainen, 2008). Tuy nhiên, theo lý thuyết về sự gắn kết thương hiệu, thương hiệu bằng một chiến lược tiếp cận bài bản hoàn toàn có khả năng làm thay đổi và thiết lập các mối liên hệ mới với khách hàng của mình (Gruen, Osmonbekov & Czaplewski, 2006). Do đó, các thương hiệu quốc tế hoàn toàn có khả tiếp cận khách hàng nội địa nhờ vào các tiềm lực sẵn có của họ, đặc biệt trong mảng truyền thông (Muntinga, Moorman & Smit, 2011). Nhờ vào những kiến thức hay kinh nghiệm đi trước, những nội dung truyền thông thú vị từ các hình ảnh hay video, thương hiệu tạo ra, dễ làm cho khách hàng bị thu hút và tìm kiếm đến sản phẩm hay câu chuyện của thương hiệu đó nhiều hơn (Muntinga, Moorman & Smit, 2011). Cái khiến họ quan tâm và quyết định gắn bó lâu dài đến từ sự đồng cảm mà các thương hiệu đã cho họ thấy được (Muntinga, Moorman & Smit, 2011). Sau đó, chính sự gắn kết này sẽ là yếu tố thúc đẩy đến các hành động quảng bá, góp phần mở rộng phạm vi ảnh hưởng của thương hiệu đó nhiều hơn (Van Doorn & cộng sự, 2010). Tuy vậy, yếu tố gắn kết thương hiệu có thật sự tác động hoàn toàn lên ý định mua sắm của khách hàng trên các sàn TMĐT?

Trước khi đi vào mô hình phân nghiên cứu được đặt ra trong bài viết này, lý thuyết nền về ý định mua sắm sẽ cần được phân tích. Theo Ajzen (1991), ý định là một hành động nảy ra trong tâm trí của con người bắt nguồn từ việc họ hình thành mong muốn. Sau đó, chính thái độ của họ cho mong muốn đó sẽ giúp họ định hướng các hành vi theo thứ tự lần lượt diễn ra trong ý định của họ, hay còn được gọi là hành vi có kế hoạch (Ajzen, 1991). Ý định mua sắm của khách hàng cũng như vậy. Nó bắt nguồn từ việc họ có niềm yêu thích với một sản phẩm nào đó và có mong muốn được sở hữu nó cho riêng bản thân mình. Tuy nhiên, loại ý định này cũng bị gặp rào cản bởi nhiều yếu tố về mặt môi trường, tác động xung quanh đối tượng khách hàng đó, như: tài chính, thời điểm, độ nhận diện thương hiệu, tính tiện lợi, tính xã hội, tính an toàn, tính ưu đãi hay gọi chung là cơ hội để sở hữu (Paul, Modi, & Patel, 2016). Do vậy, khi nghiên cứu về hành vi mua sắm, đặc biệt trên các sàn TMĐT, yếu tố động lực về mặt trải nghiệm của người dùng trên nền tảng số là vấn đề mà các nhà nghiên cứu phải chú trọng (Mikalef, Giannakos & Pappas, 2017). Bởi vì, hành vi mua sắm này từ lúc bắt đầu giai đoạn phát sinh nhu cầu đến lúc ra quyết định mua và sau mua, tất cả sẽ được diễn ra hoàn toàn trên nền tảng số, nơi người mua và người bán không trao đổi hay giao dịch trực tiếp với nhau (Mikalef, Giannakos & Pappas, 2017). Một thương hiệu, khi tập trung nghiên cứu về mặt trải nghiệm người dùng, sẽ giúp định hướng cho việc phát triển các tính năng phục vụ cho hành vi mua; đồng thời, xây dựng các chính sách bán hàng hiệu quả, giúp tăng doanh số và độ uy tín của thương hiệu đó trên thị trường (Mikalef, Giannakos & Pappas, 2017).

2.2. Mô hình nghiên cứu

Những đổi mới về mặt công nghệ trên các sàn TMĐT đã và đang làm thay đổi đáng kể các hành vi mua sắm của người tiêu dùng, đặc biệt là giới trẻ, những người có khả năng tiếp cận tốt với các ứng dụng này. Từ những cơ sở lý thuyết đã phân tích ở trên, tác giả đưa ra mô hình nghiên cứu, như Hình 1, cùng với các giả thuyết, để nghiên cứu về mối quan hệ tuyến tính giữa các biến trong việc đi đến ý định mua sắm của khách hàng.

Hình 1: Mô hình nghiên cứu đề xuất

Nguồn: Tác giả đề xuất

Các giả thuyết:

H1: “Tiện lợi công nghệ” trên TMĐT ảnh hưởng thuận chiều đến “ý định mua”

H2: “Giá và khuyến mại” trên TMĐT ảnh hưởng thuận chiều đến “ý định mua”.

H3: “Ảnh hưởng mạng xã hội” trên TMĐT ảnh hưởng thuận chiều đến “ý định mua”.

H4: “An toàn khi mua sắm” trên TMĐT ảnh hưởng thuận chiều đến “ý định mua”.

H5: “Danh tiếng thương hiệu” trên TMĐT ảnh hưởng thuận chiều đến “ý định mua”.

H6: “Sự gắn kết của thương hiệu” điều tiết lên ‘tiện lợi công nghệ’ trên TMĐT ảnh hưởng đến “ý định mua”.

H7: “Sự gắn kết của thương hiệu” điều tiết lên “giá và khuyễn mại” trên TMĐT ảnh hưởng đến “ý định mua”.

H8: “Sự gắn kết của thương hiệu” điều tiết lên “ảnh hưởng mạng xã hội” trên TMĐT ảnh hưởng đến “ý định mua”.

H9: “Sự gắn kết của thương hiệu” điều tiết lên “an toàn khi mua sắm” trên TMĐT ảnh hưởng đến “ý định mua”.

H10: “Sự gắn kết của thương hiệu” điều tiết lên “danh tiếng thương hiệu” trên TMĐT ảnh hưởng đến “ý định mua”.

3. Phương pháp nghiên cứu

Tác giả áp dụng đồng thời cả phương pháp nghiên cứu định tính và định lượng trong bài phân tích này. Đối với phương pháp định tính, bài viết sử dụng dữ liệu thứ cấp từ các công trình nghiên cứu trước để phát triển cơ sở lý thuyết và mô hình nghiên cứu. Để phân tích mối tương quan giữa các biến trong mô hình, nhóm tiến hành khảo sát 367 phiếu trên Google Form, từ đó chọn ra 300 phiếu hợp lệ. Đối tượng khảo sát là người trẻ từ 18 - 28 tuổi có thói quen mua sắm trên các sàn TMĐT, đặc biệt là mặt hàng thời trang nội địa tại Việt Nam, trong khoảng thời gian từ tháng 9 đến tháng 12/2024. Dữ liệu thu thập được xử lý bằng Excel và SPSS, cho ra các kết quả thống kê, như: tần suất, mô tả, chỉ số Cronbach’s Alpha, EFA, phân tích hồi quy tuyến tính và kiểm định biến điều tiết qua chức năng Macro Process.

4. Kết quả nghiên cứu

Sau khi kiểm định (Bảng 1), hầu hết hệ số Cronbach’s Alpha >0.7, cho thấy độ tin cậy cao ở các yếu tố như tính tiện lợi, ảnh hưởng của mạng xã hội, an toàn mua sắm, danh tiếng thương hiệu, ý định mua hàng. Tuy nhiên, thang đo gắn kết thương hiệu chỉ đạt 0.353, việc loại bỏ biến nào cũng không cải thiện độ tin cậy, nên tác giả đã quyết định loại bỏ toàn bộ biến này. Tương tự, trong thang đo giá khuyến mại, biến GKM3 cũng được loại bỏ để đạt Cronbach’s Alpha ≥0.7. Sau khi sàng lọc, nghiên cứu còn lại 19 biến quan sát hợp lệ và tiếp tục phân tích EFA.

Bảng 1. Kiểm định hệ số Cronbach’s Alpha

Nguồn: Số liệu nghiên cứu trên SPSS

Kiểm định EFA lần 1, hệ số KMO đạt 0,901>0,5, giá trị Chi-Square (Bartlett’s Test) là 1657,959 với 91 bậc tự do, mức ý nghĩa (Sig.) là 0,000<0,05, chứng tỏ ma trận tương quan không đồng nhất giữa các biến, đáp ứng điều kiện cho EFA. Biến DTTH1 có mức chênh lệch hệ số tải 0,525-0,509 = 0.016<0.3. Do đó, tác giả quyết định loại bỏ DTTH1 và tiếp tục với 13 biến quan sát còn lại trong phân tích EFA lần hai.

Kiểm định EFA lần 2, hệ số KMO đạt 0,888>0,5, giá trị Chi-Square (Bartlett’s Test) 1467.235 với 78 bậc tự do, mức ý nghĩa (Sig.) là 0,000<0,05, chứng tỏ ma trận tương quan không đồng nhất giữa các biến, đáp ứng điều kiện cho EFA. Đối với Bảng ma trận nhân tố xoay này, hệ số tải các nhân tố >0.5, mức chênh lệch giữa 2 nhân tố >0,3 đạt giá trị hội tụ và phân biệt.

Kiểm định biến phụ thuộc, KMO = 0.860> 0.5, mức ý nghĩa của Bartlett’s Test là 0,000<0.05, nên EFA là phù hợp. Nhân tố này giải thích 66.617% phương sai trong dữ liệu từ 4 biến quan sát, với giá trị trung bình là 3.331> 0.1, nên đạt yêu cầu. Do EFA chỉ trích xuất một yếu tố, ma trận thành phần xoay không có, cho thấy thang đo đạt tính đơn hướng và các biến quan sát hội tụ tốt. Tất cả các biến có hệ số tải >0.3, không có biến nào bị loại trừ, đảm bảo độ tin cậy của thang đo. 

Bảng 2. Kiểm định hồi quy tuyến tính

Nguồn: Số liệu nghiên cứu trên SPSS

Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính (Bảng 2) cho thấy các biến độc lập giải thích 36,6% phương sai của biến phụ thuộc, với R Square là 0,366. Giá trị R là 0,355, cho thấy khả năng giải thích vẫn mạnh mẽ khi điều chỉnh theo số lượng yếu tố dự đoán. Sai số chuẩn ước tính là 0,59726, phản ánh mức sai số vừa phải. Thống kê Durbin-Watson là 1,708, gần với giá trị lý tưởng 2, cho thấy không có vấn đề tự tương quan đáng kể, hỗ trợ độ tin cậy của mô hình.

Bảng 3. Kiểm định ANOVA

Nguồn: Số liệu nghiên cứu trên SPSS

Phân tích ANOVA (Bảng 3) xác nhận tầm quan trọng của mô hình với giá trị F là 33,932 và Sig. là 0,000 (< 0.05), cho thấy các biến độc lập đóng góp đáng kể vào dự đoán ý định mua hàng. Tổng bình phương hồi quy là 60,521, cho thấy phần phương sai được giải thích, trong khi tổng bình phương là 104,875, biểu thị phần phương sai không giải thích. Giá trị F cao chứng tỏ mô hình cung cấp dữ liệu phù hợp hơn so với mô hình null không có yếu tố dự đoán.

Bảng 4. Kiểm định Coefficients

Nguồn: Số liệu nghiên cứu trên SPSS

Bảng 4 cho thấy sự đóng góp của từng biến độc lập vào mô hình. DTTH có tác động mạnh nhất đến ý định mua hàng với hệ số beta cao nhất là 0,217, giá trị Sig. = 0,000. ATMS cũng quan trọng (β = 0,198, Sig. = 0,003), nhấn mạnh sự đảm bảo thiết yếu mà khách hàng cần. TLCN và GKM có tác động vừa phải nhưng đáng kể (β = 0,182, Sig. = 0,002 và β = 0,172, Sig. = 0,007). Ngược lại, AHMXH ảnh hưởng không đáng kể (Sig. = 0,800). Chẩn đoán cộng tuyến, tất cả mức dung sai (>0,4) chấp nhận được và tất cả giá trị VIF < 2,5. Kết quả cho thấy sự uy tín, thuận tiện, an toàn, khuyến mại là những yếu tố chính trong thói quen mua sắm của người tiêu dùng trẻ Việt Nam.

Nghiên cứu về biến điều tiết, bằng Macro Process, nhằm xác định ảnh hưởng của nó lên các biến độc lập đối với biến phụ thuộc, cho thấy p-value (Int_1) (0.002, 0.000, 0.011, 0.019, 0.000) <0.05. Tuy nhiên, hệ số chuẩn hóa của Int_1 là âm (-0.217, -0.299, -0.196, -0.169, -0.297), cho thấy mặc dù các biến độc lập có tác động tích cực đến biến phụ thuộc, sự hiện diện của biến điều tiết lại làm giảm cường độ mối quan hệ này. Kết quả chứng tỏ GKTH làm hạn chế ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc, cản trở việc ra ý định mua sắm.

Bảng 5. Kết quả kiểm định giả thuyết

Nguồn: Tác giả

Bảng 5 chỉ ra hoạt động của thương mại điện tử, tác giả lấy được 5 nhân tố TLCN và DTTH là những yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất đến ý định mua sản phẩm thời trang nội địa trên nền tảng thương mại điện tử. Biến điều tiết GKTH có vai trò làm giảm cường độ tác động của các biến độc lập (TLCN, GKM, AHMXH, ATMS, DTTH) lên biến phụ thuộc (YDMH). Điều này đã mang lại một số ý nghĩa thực tiễn cho đề tài nghiên cứu lần này. Cụ thể, khách hàng khi mua sắm trên sàn TMĐT, họ không quan tâm đến mức độ gắn kết của thương hiệu với họ. Điều họ thật sự quan tâm đó là việc chọn những nền tảng cho trải nghiệm người dùng tốt, an toàn và tiện lợi. Đồng thời, độ uy tín cùng các chính sách bán hàng mà doanh nghiệp áp dụng cũng là những xúc tác mạnh trong việc ra quyết định mua sắm trực tuyến của họ.

5. Kết luận

Nghiên cứu đo lường các yếu tố trên sàn thương mại điện tử ảnh hưởng đến ý định mua sắm thời trang nội địa của giới trẻ Việt Nam (18 - 28 tuổi). Kết quả cho thấy, việc tiện lợi công nghệ và danh tiếng thương hiệu là 2 yếu tố được quan tâm nhất trong quyết định mua sắm. Ngoài ra, ảnh hưởng mạng xã hội, giá và khuyến mại, an toàn trong mua sắm cũng có tác động nhất định. Điểm chú ý của nghiên cứu, yếu tố gắn kết của thương hiệu có ảnh hưởng tiêu cực đến tác động của các yếu tố trên. Từ đó, cho thấy khi ra quyết định mua sắm trực tuyến, khách hàng quan tâm nhiều đến uy tín và các chính sách bán hàng tốt mà các thương hiệu tạo ra.

TÀI LIỆU THAM KHẢO:

FPT Digital (2022). Vai trò của thương mại điện tử trong thúc đẩy kinh doanh và nâng cao trải nghiệm khách hàng. Truy cập tại https://digital.fpt.com/chien-luoc/thuong-mai-dien-tu-kinh-doanh.html.

Lê Hồng (2024). Thời trang Việt ở đâu trong “cuộc chiến” khốc liệt với thương hiệu ngoại? Truy cập tại https://vnbusiness.vn/thi-truong/thoi-trang-viet-o-dau-trong-cuoc-chien-khoc-liet-voi-thuong-hieu-ngoai-1102648.html.

Nguyễn Quang Huy (2024). Thương mại điện tử đối với người tiêu dùng trẻ tại Việt Nam: Lợi ích và hạn chế. Tạp chí Đông Nam Á, truy cập tại https://tapchidongnama.vn/thuong-mai-dien-tu-doi-voi-nguoi-tieu-dung-tre-tai-viet-nam-loi-ich-va-han-che/.

Trần Trọng Huy, Nguyễn Thị Khánh Chi (2022). Thương mại điện tử tại Việt Nam: thực trạng và giải pháp phát triển. Tạp chí Công Thương, số 21, tháng 9 năm 2022.

Ajzen I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational Behavior and Human Decision Processes. Available at https://doi.org/10.1016/0749-5978(91)90020-T.

Dimofte C. V., Johansson J. K. & Ronkainen I. A. (2008). Cognitive and affective reactions of U.S. consumers to global brands. Journal of International Marketing, 16(4), 113-135.

Erdem T., Swait j. & Valenzuela A. (2006). Brands as Signals: A Cross-Country Validation Study. Journal of Marketing, 70 (1), 34-49.

Franco C. E. & Regi S. B. (2013). Advantages and challenges of e-commerce customers and business: In Indian perspective. International Journal of Research - Granthaalayah, 7-13.

Gruen T. W., Osmonbekov T. & Czaplewski A. J. (2006). eWOM: The impact of customer-to-customer online know-how exchange on customer value and loyalty. Journal of Business Research, 59(4), 436-449.

Joshi J. M. & Dumbre G. M. (2017). Basic concept of e-commerce. International Research Journal of Multidisciplinary Studies, 3(3), 1-5.

Mikalef P., Giannakos M. N. & Pappas I. O. (2017). Designing social commerce platforms based on consumers’ intentions. Behaviour & Information Technology, 36(12), 1308-1327. Available at https://doi.org/10.1080/0144929X.2017.1386713.

Muntinga D. G., Moorman M., & Smit E. G. (2011). Introducing COBRA's: Exploring motivations for brand-related social media use. International Journal of Advertising, 30(1), 13-46.

Paul J., Modi A., & Patel J. (2016). Predicting green product consumption using theory of planned behavior and reasoned action. Journal of Retailing and Consumer Services, 29, 123-134. https://doi.org/10.1016/j.jretconser.2015.11.006.

Steenkamp J. B. E. M., Batra R., & Alden L. D. (2003). How perceived brand globalness creates brand value. Journal of International Business Studies, 34, 53-65.

Van Doorn J., Lemon K. N., Mittal V., Nass S., Pick D., Pirner P., & Verhoef P. C. (2010). Customer engagement behavior: Theoretical foundations and research directions. Journal of Service Research, 13(3), 253-266.

[Tạp chí Công Thương - Các kết quả nghiên cứu khoa học và ứng dụng công nghệ, Số 26/2025]