Quyết định mua sắm trực tiếp tại cửa hàng thời trang của giới trẻ trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh trong bối cảnh mua sắm trực tuyến đang phát triển

TÓM TẮT:

Thương mại điện tử đang phát triển từng ngày với tốc độ nhanh đến chóng mặt trên Internet. Đã có những suy đoán rằng mua sắm trực tuyến (MSTT) sẽ dần lấn át, thậm chí thay thế hành vi mua sắm truyền thống trong tương lai. Do đó, nghiên cứu này được thực hiện nhằm tìm hiểu các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định MSTT khi mà MSTT đang là xu thế mới trong ngành bán lẻ thời trang, từ đó đưa ra những đề xuất hợp lý cho các doanh nghiệp. Kết quả nghiên cứu cho thấy: Trải nghiệm sản phẩm, Giá trị tinh thần, Dịch vụ chăm sóc khách hàng, Cam kết tình cảm và Giá cả là 5 yếu tố có ý nghĩa tác động đến hành vi mua sắm trực tiếp (MSTTp) tại cửa hàng thời trang của giới trẻ trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh.

Từ khóa: hành vi người tiêu dùng, mua sắm trực tiếp, mua sắm trực tuyến, thời trang.

1. Đặt vấn đề

Ngành bán lẻ được nhận định là ngành kinh doanh đóng vai trò quan trọng trong nền kinh tế Việt Nam. Quy mô toàn thị trường bán lẻ là 142 tỷ USD, đóng góp vào 59% GDP cả nước (Trung tâm Nghiên cứu CSI, 2020). Với tốc độ tăng trưởng của ngành bán lẻ luôn cao từ 1,5 đến 2 lần tăng trưởng GDP cả nước và chiếm tỷ trọng lớn trên tổng GDP, thì việc đầu tư vào bán lẻ chính là đầu tư vào tương lai nền kinh tế tại Việt Nam. Kể từ những năm 1930, các nhà tiếp thị đã cố gắng tìm hiểu hành vi mua sắm của khách hàng (Waguespack và Hyman, 1993) nhằm dự đoán hành động của họ và việc mua hàng trong tương lai (Srivastava và Barmola, 2010). Tuy nhiên, trong vài thập kỷ gần đây, ngành bán lẻ đã có những bước phát triển vượt bậc. Các kênh mua sắm khác nhau đã ra đời dẫn đến hành vi mua sắm của khách hàng cũng thay đổi. Trong thế kỷ XXI, nhiều hình thức mua sắm mới đã được phát triển và dần thay thế các cửa hàng truyền thống (Reinartz và Imschloß, 2017).

Cuộc chiến giữa MSTT và ngoại tuyến trong ngành bán lẻ đã bắt đầu và ngọn lửa đó đang dần lan sang thị trường thời trang. Trên bình diện quốc tế, Internet được coi là một công cụ thúc đẩy sự phát triển của các doanh nghiệp và thương mại điện tử trong ngành thời trang được xem như một phương tiện để mở rộng hoạt động kinh doanh. Tuy nhiên, sự phát triển của thương mại điện tử đã làm giảm doanh thu từ các cửa hàng vật lý. Trong giai đoạn này, các thương hiệu thời trang đã nhận thức được tầm quan trọng của việc bán hàng trực tuyến, nhưng một số ít cảm thấy khó mở rộng giá trị của mình trên không gian mạng nên chưa thể dịch chuyển hoàn toàn từ mô hình bán lẻ truyền thống sang mô hình bán lẻ kỹ thuật số. Do đó, nhóm tác giả nhận thấy rằng thấu hiểu tâm lý và hành vi của khách hàng trong việc lựa chọn kênh mua sắm là rất cần thiết nhằm biết được đâu là các yếu tố khiến người tiêu dùng MSTTp tại cửa hàng thay vì mua online, từ đó giúp các doanh nghiệp đưa ra những chiến lược kinh doanh hợp lý và đánh đúng vào tâm lý người mua. Mặc dù có nhiều công trình nghiên cứu trên thế giới đã bày tỏ sự quan tâm sâu sắc tới những tác động của mua sắm online đến hành vi MSTTp, tại Việt Nam, đa số các nghiên cứu chỉ xem xét một trong hai hành vi này tại một thời điểm nhất định mà không đặt chúng trong mối tương quan mật thiết với nhau. Nhóm tác giả mong muốn thông qua nghiên cứu này có thể khám phá các khía cạnh và đo lường tác động của những yếu tố có ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn kênh MSTTp của khách hàng, từ đó đưa ra những đề xuất, gợi ý hợp lý và khoa học cho các doanh nghiệp đang kinh doanh trong lĩnh vực thời trang trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh.

2. Mô hình nghiên cứu

Nhóm tác giả đã xây dựng mô hình nghiên cứu dựa trên những yếu tố được sử dụng nhiều trong các mô hình nghiên cứu trước đây, gồm 5 biến độc lập sau: (1) Trải nghiệm sản phẩm, (2) Giá trị tinh thần, (3) Dịch vụ chăm sóc khách hàng, (4) Cam kết tình cảm và (5) Giá cả. (Sơ đồ 1)

Các giả thuyết nghiên cứu gồm:

Giả thuyết H1: Trải nghiệm sản phẩm có tác động tích cực đến quyết định MSTTp tại cửa hàng.

Giả thuyết H2: Giá trị tinh thần có tác động tích cực đến quyết định MSTTp tại cửa hàng.

Giả thuyết H3: Dịch vụ chăm sóc khách hàng có tác động tích cực đến quyết định MSTTp tại cửa hàng.

Giả thuyết H4: Cam kết tình cảm có tác động tích cực đến quyết định MSTTp tại cửa hàng.

Giả thuyết H5: Giá cả có tác động tích cực đến quyết định MSTTp tại cửa hàng.

3. Phương pháp nghiên cứu

3.1. Xây dựng thang đo

Nhằm nghiên cứu các tác động ảnh hưởng đến quyết định MSTTp tại cửa hàng thời trang của giới trẻ trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh, nhóm tác giả đã xây dựng mô hình nghiên cứu gồm 5 biến độc lập, gồm: (1) Trải nghiệm sản phẩm, (2) Giá trị tinh thần, (3) Dịch vụ chăm sóc khách hàng, (4) Cam kết tình cảm và (5) Giá cả. Dựa trên các giả thuyết và các thang đo của những nghiên cứu trước, tác giả đề xuất 6 thang đo cho 5 biến độc lập và 1 biến phụ thuộc. Thang đo được sử dụng cho tất cả các biến trong nghiên cứu này là Likert 5 cấp độ (1932) được quy ước như sau: (1) Rất không đồng ý, (2) Không đồng ý, (3) Bình thường, (4) Đồng ý và (5) Rất đồng ý.

3.2. Phương pháp thu thập dữ liệu

Trong nghiên cứu này, phương pháp thu thập dữ liệu chính là khảo sát online được thực hiện trên Google Form và gửi đi qua các mạng xã hội như Facebook và Instagram. Vì hạn chế về nguồn lực cũng như tình hình dịch bệnh vẫn còn diễn biến phức tạp (mặc dù TP. Hồ Chí Minh đã gỡ bỏ lệnh giãn cách) nên nhóm tác giả không thể đi khảo sát trực tiếp tại các địa điểm công cộng. Thay vào đó, nhóm tác giả đã tích cực gửi bảng khảo sát online đến hội nhóm của những thương hiệu thời trang trên Facebook và đã nhận được những phản hồi rất khả quan. Tuy nhiên, vì đặc thù khảo sát online, nhiều đáp viên thực hiện trên giao diện điện thoại, máy tính bảng nên thang đo Likert 5 điểm thường không thể hiện rõ trên màn hình, dẫn đến việc các đáp viên chỉ khảo sát trên thang 4. Để khắc phục tình trạng này, tác giả đã liên tục nhắc nhở người tham gia khảo sát nên xoay ngang màn hình để có trải nghiệm tốt nhất.

3.3. Phương pháp phân tích

Đầu tiên, nhóm tác giả thực hiện kiểm định hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha nhằm loại bỏ các biến không phù hợp để phân tích và đánh giá độ tin cậy của thang đo. Bước tiếp theo, nhóm tác giả sử dụng phương pháp phân tích nhân tố khám phá EFA - một phương pháp thống kê được sử dụng để mô tả sự thay đổi giữa các biến quan sát, tương quan về số lượng các biến không được quan sát có khả năng thấp hơn được gọi là nhân tố. Sau đó, nhóm tác giả tiến hành phân tích tương quan Pearson nhằm mục đích kiểm tra mối tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập để chọn lọc biến đưa vào mô hình hồi quy. Cuối cùng, sau khi thang đo được xử lý, nhóm tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính bội để thấy được mối quan hệ giữa các yếu tố, đánh giá mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập tới biến phụ thuộc, kiểm định các giả thiết nghiên cứu và kiểm tra độ phù hợp của mô hình.

4. Kết quả nghiên cứu

4.1. Phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha (Bảng 1)

Bảng 1. Phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha của Quyết định định mua sắm trực tiếp tại cửa hàng thời trang

	Scale Mean if Item Deleted	Scale Variance if Item Deleted	Corrected Item-Total Correlation	Cronbach's Alpha if Item Deleted
Quyết định MSTTp tại cửa hàng thời trang: Cronbach's Alpha = 0.845
PD1	7.99	2.563	0.717	0.78
PD2	8.04	2.94	0.667	0.825
PD3	7.8	2.745	0.755	0.743

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả trên SPSS, n=207

Thang đo “Quyết định MSTTp tại cửa hàng thời trang” có giá trị Cronbach’s Alpha là 0.845 > 0,7. Ngoài ra, các hệ số tương quan biến tổng của 3 biến từ PD1 đến PD3 đều lớn hơn 0,3 nên đảm bảo rằng các biến quan sát có đóng góp xây dựng vào độ tin cậy của thang đo, có thể giải thích cho yếu tố quết định mua hàng. Nếu loại bỏ bất kỳ biến nào trong thang đo thì hệ số Cronbach’s Alpha sẽ giảm, nên tác giả quyết định giữ lại cả 3 biến này.

Bảng 2. Phân tích hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha của biến độc lập

	Scale Mean if Item Deleted	Scale Variance if Item Deleted	Corrected Item - Total Correlation	Cronbach's Alpha if Item Deleted
Trải nghiệm sản phẩm: Cronbach's Alpha = 0.861
NFT1	15.99	9.296	0.695	0.829
NFT2	15.95	9.172	0.714	0.824
NFT3	16.43	8.703	0.675	0.834
NFT4	16.55	9.288	0.625	0.845
NFT5	16.13	8.9	0.694	0.828
Giá trị tinh thần: Cronbach's Alpha = 0.810
HV1	11.2	6.561	0.655	0.748
HV2	11.42	6.953	0.594	0.776
HV3	11.16	6.119	0.685	0.732
HV4	10.94	7.006	0.575	0.785
Dịch vụ chăm sóc khách hàng: Cronbach's Alpha = 0.906
CS1	15.48	10.998	0.767	0.884
CS2	15.43	11.246	0.793	0.879
CS3	15.44	11.248	0.798	0.878
CS4	15.57	11.479	0.645	0.912
CS5	15.42	11.089	0.833	0.871
Cam kết tình cảm: Cronbach's Alpha = 0.808
AC1	7.92	3.085	0.62	0.773
AC2	7.83	2.601	0.699	0.69
AC3	7.68	2.861	0.652	0.74
Giá cả: Cronbach's Alpha = 0.836
P1	15.87	11.033	0.707	0.787
P2	16.29	10.248	0.686	0.789
P3	16.01	11.014	0.684	0.792
P4	16.16	10.769	0.633	0.805
P5	16.06	11.249	0.506	0.842

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả trên SPSS, n = 207

Kết quả phân tích Cronbach’s Alpha đối với 22 biến độc lập cho thấy cả 22 biến đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0,3 nên các thang đo sẽ được giữ nguyên và được sử dụng để thực hiện bước tiếp theo - phân tích nhân tố khám phá EFA. (Bảng 2)

4.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA

Bảng 3. Kết quả phân tích EFA đối với biến phụ thuộc

Tiêu chí đánh giá	Giá trị chạy bảng	So sánh
Hệ số KMO	0.718	0.5 < 0.718 < 1
Giá trị Sig. trong kiểm định Bartlett	0.000	0.000 < 0.05
Giá trị Eigenvalue	2.293	2.293 > 1
Tổng phương sai trích	76.435%	76.435% > 50%
Nhân tố phụ thuộc	Biến quan sát	Hệ số tải nhân tố
Quyết định MSTTp tại cửa hàng thời trang	PD3	0.897
	PD1	0.878
	PD2	0.847

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả trên SPSS, n=207

Bảng 3 - Kết quả phân tích EFA đối với biến phụ thuộc cho thấy hệ số KMO là 0,718 thỏa mãn điều kiện nằm trong khoảng từ 0,5 đến 1 và phù hợp với dữ liệu nghiên cứu. Sig. của Bartlett’s Test là 0,000 < 0,05 cho thấy ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, giá trị Eigenvalue là 2,293 lớn hơn 1 nên cũng đạt yêu cầu. Tổng phương sai trích bằng 76,435% > 50%, thể hiện độ phù hợp của mô hình và giải thích được 76,435% sự biến thiên dữ liệu của biến quan sát biến phụ thuộc. Song song với đó, cả 4 biến quan sát đều có giá trị của hệ số tải nhân tố lớn 0,5 nên cũng đạt yêu cầu. Sau khi đã kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha, tác giả sẽ tiếp tục đưa các biến quan sát vào phân tích nhân tố khám phá EFA nhằm kiểm tra mức độ tương quan theo nhóm biến.

Bảng 4. Kết quả ma trận xoay nhân tố độc lập

	Component
	1	2	3	4	5
CS3	0.835
CS5	0.802
CS1	0.795
CS2	0.79
CS4	0.728
NFT2		0.814
NFT1		0.78
NFT5		0.749
NFT3		0.711
NFT4		0.634
P1			0.755
P3			0.73
P4			0.712
P2			0.704
P5			0.573
HV1				0.794
HV2				0.781
HV3				0.721
HV4				0.542
AC3					0.801
AC2					0.794
AC1					0.632

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả trên SPSS, n=207

Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2005), chỉ số KMO nằm trong khoảng từ 0,5 đến 1 thì có thể kết luận phân tích nhân tố thích hợp với dữ liệu. Trong nghiên cứu này, chỉ số KMO nhận giá trị 0,904 < 1 nên thoả mãn yêu cầu và Sig. khi kiểm định Bartlett là 0,000 < 0,5 đạt ý nghĩa thống kê. Như vậy, các biến này có tương quan với nhau và phù hợp với phân tích nhân tố. Bên cạnh đó, kết quả Eigenvalue thấp nhất là 1,298 lớn hơn 1 nên đạt yêu cầu. Có 5 nhân tố được trích ra từ 22 biến quan sát trong thang đo với tổng phương sai trích 68,645% > 50%, vì vậy 5 nhân tố được trích giải thích được 68,645% sự biến thiên dữ liệu. Do đó, tác giả không loại biến nào ở bước phân tích này. Kết quả thu được sau khi phân tích nhân tố khám phá EFA bằng phép quay vuông góc Varimax gồm 22 biến quan sát hội tụ thành 5 nhóm nhân tố, bao gồm: (1) Trải nghiệm sản phẩm, (2) Giá trị tinh thần, (3) Dịch vụ chăm sóc khách hàng, (4) Cam kết tình cảm và (5) Giá cả. (Bảng 4)

4.3. Phân tích hệ số tương quan Pearson

Hệ số tương quan Pearson (r) được dùng để thể hiện mức độ chặt chẽ của mối tương quan tuyết tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập cũng như là sớm dự đoán và phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến. Tương quan Pearson có giá trị dao động từ -1 đến 1, trị tuyệt đối của r càng tiến về 1 là tương quan dương, thể hiện tương quan tuyến tính càng mạnh và càng chặt chẽ. Tuy nhiên, hệ số r chỉ có nghĩa khi Sig. < 0.05.

Kết quả phân tích hệ số tương quan Pearson trong nghiên cứu này cho thấy các giá trị Sig, của biến các biến độc lập và biến phụ thuộc đều nhỏ hơn 0,05, đạt ý nghĩa thống kê, do đó từng cặp biến độc lập - phụ thuộc có tương quan tuyến tính với nhau.

Trong đó, hệ số tương quan giữa nhóm nhân tố độc lập NFT và nhóm nhân tố phụ thuộc PD là 0,680 cao nhất trong tất cả các hệ số tương quan giữa các nhóm nhân tố độc lập và nhóm nhân tố phụ thuộc. Do đó, nhóm nhân tố độc lập NFT có mối tương quan mạnh nhất với nhóm nhân tố phụ thuộc. Ngoài ra, hệ số tương quan giữa nhóm nhân tố độc lập HV và nhóm nhân tố phụ thuộc PD là 0,587 thấp nhất trong tất cả các hệ số tương quan giữa các nhóm nhân tố độc lập và nhóm nhân tố phụ thuộc, nên nhóm nhân tố độc lập HV có mối tương quan yếu nhất đối với nhóm nhân tố phụ thuộc.

4.4. Phân tích hồi quy

Nhóm tác giả bắt đầu tiến hành phân tích các kết quả sau khi đã đủ điều kiện chạy phân tích hồi quy đa biến: (Bảng 5)

Bảng 5. Tóm tắt mô hình

Model	R	R Square	Adjusted R Square	Std. Error of the Estimate	Durbin-Watson
1	0.830	0.689	0.681	0.45071	1.989

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả trên SPSS, n=207

Bảng 5 cho thấy hệ số R² hiệu chỉnh (Adjusted R Square) là 0,681 > 0,05 nên mô hình khá tốt. Có thể giải thích rằng 68,1% biến thiên của biến phụ thuộc PD được giải thích bởi 5 nhân tố độc lập gồm NFT, HV, CS, AC và P.

Bảng 6. Tổng hợp kết quả phân tích hồi quy

Mô hình		Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa		Hệ số hồi quy chuẩn hóa	t	Sig.	Thống kê đa cộng tuyến
Mô hình		B	Sai số chuẩn	Beta	t	Sig.	Độ chấp nhận	VIF
1	(Constant)	-0,306	0,206		-1,282	0,139
	NFT	0,329	0,054	0,305	6,082	0,000	0,616	1,624
	HV	0,141	0,047	0,147	2,982	0,003	0,632	1,582
	CS	0,194	0,048	0,201	4,027	0,000	0,623	1,606
	AC	0,190	0,05	0,188	3,823	0,000	0,64	1,563
	P	0,230	0,053	0,233	4,33	0,000	0,536	1,866

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả trên SPSS, n=207

Bảng 6 cho thấy giá trị Sig. của kiểm định t ở từng biến độc lập đều nhỏ hơn 0,05; chứng minh rằng 5 biến độc lập đều tác động có ý nghĩa thống kê đến biến phụ thuộc ở mức ý nghĩa 5%. Bên cạnh đó, các hệ số β đều mang dấu dương (+) chứng tỏ các biến độc lập có tác động tích cực đến biến phụ thuộc, phù hợp với giả thuyết ban đầu mà tác giả đưa ra.

Theo đó, phương trình hồi quy có dạng như sau:

PD = 0,329*NFT + 0,230*P + 0,194*CS + 0,190*AC + 0,141*HV

Nhân tố trải nghiệm sản phẩm: Thông qua kết quả nghiên cứu, nhân tố trải nghiệm sản phẩm có hệ số hồi quy là 0,329 > 0 (Sig. = 0,000 < 0,05) và là biến độc lập có hệ số hồi quy cao nhất trong mô hình. Điều này chứng tỏ nhân tố trải nghiệm sản phẩm có tác động cùng chiều với quyết định MSTTp tại cửa hàng thời trang. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu trải nghiệm sản phẩm tăng lên 1 đơn vị thì quyết định MSTTp sẽ tăng 0,329 đơn vị. Kết quả này được ủng hộ bởi nghiên cứu của Bauerová và Braciníková (2021).

Nhân tố giá trị tinh thần: Hệ số hồi quy là 0,141 > 0 (Sig. = 0,003 < 0,05) chứng minh rằng nhân tố này cũng có tác động thuận chiều đến quyết định MSTTp. Tuy nhiên, khi đặt lên bàn cân so sánh với các nhân tố khác thì mức độ tác động của nhân tố này là thấp nhất. Khi các nhân tố khác không đổi, nếu giá trị tinh thần tăng 1 đơn vị thì quyết định MSTTp tại cửa hàng thời trang sẽ tăng lên 0,141 đơn vị.

Nhân tố dịch vụ chăm sóc khách hàng: Với hệ số hồi quy β = 0,194 và Sig. = 0,000 < 0,05, dịch vụ chăm sóc khách hàng là nhân tố có tác động mạnh thứ ba đến quyết định MSTTp tại cửa hàng thời trang của giới trẻ trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu dịch vụ chăm sóc khách hàng tăng lên 1 đơn vị thì quyết định MSTTp tại cửa hàng tăng 0,194 đơn vị.

Nhân tố cam kết tình cảm: Có hệ số hồi quy là 0,190 > 0 (Sig. = 0,000 < 0,05), chứng tỏ nhân tố này cũng có tác động thuận chiều đến quyết định MSTTp và là nhân tố có tác động cao thứ tư so với các nhân tố còn lại. Khi các nhân tố khác không thay đổi, nếu cam kết tình cảm tăng 1 đơn vị thì quyết định MSTTp tại cửa hàng tăng lên 0,190 đơn vị. Kết quả này cũng tương đồng với nghiên cứu của Charles Jebarajakirthy và cộng sự (2021).

Nhân tố giá cả: Kết quả nghiên cứu cho thấy, nhân tố giá cả có hệ số hồi quy = 0,230 > 0 (Sig. = 0,000 < 0,05) và là biến độc lập có hệ số hồi quy cao thứ nhì trong mô hình. Qua đó chứng minh rằng nhân tố giá cả có tác động cùng chiều với quyết định MSTTp tại cửa hàng thời trang. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, nếu giá cả tăng lên 1 đơn vị thì quyết định MSTTp tại cửa hàng sẽ tăng 0,230 đơn vị.

5. Kết luận

Sau khi thực hiện nghiên cứu, tác giả đã đưa ra được 5 yếu tố có ảnh hưởng đến quyết định MSTTp tại cửa hàng thời trang của giới trẻ trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh như sau: Trải nghiệm sản phẩm (NFT); Giá trị tinh thần (HV); Dịch vụ chăm sóc khách hàng (CS); Cam kết tình cảm (AC) và cuối cùng là Giá cả (P). Cụ thể, với kết quả phân tích dữ liệu của nghiên cứu, các yếu tố có tác động giảm dần, lần lượt là: Trải nghiệm sản phẩm (Beta = 0,329); Giá cả (Beta = 0,230); Dịch vụ chăm sóc khác hàng (Beta = 0,194); Cam kết tình cảm (Beta = 0,190) và Giá trị tinh thần (Beta = 0,141). Bên cạnh đó, mức R bình phương hiệu chỉnh là 0,681; sự biến thiên của biến phụ thuộc Quyết định MSTTp tại cửa hàng thời trang được giải thích bởi 5 nhóm nhân tố trên. Vì vậy, kết luận mô hình do tác giả đề xuất tương đối phù hợp. Dựa trên kết luận đó, các tác giả có một số đề xuất, gợi ý cho các doanh nghiệp đang kinh doanh trong ngành hàng thời trang trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh như sau:

5.1. Về trải nghiệm sản phẩm

Thứ nhất, khi thiết kế không gian của cửa hàng, doanh nghiệp cần chọn lựa cách bố trí sao cho phù hợp nhất để giúp khách hàng tiếp cận được với nhiều sản phẩm nhất có thể. Có 3 kiểu bố trí phổ biến mà các cửa hàng bán lẻ thường sử dụng, đó là: dạng lưới (grid), dạng tự do (freeform) và bố cục đường đua (racetrack) (Vrechopoulos và cộng sự, 2004).

(1) Dạng lưới: bố cục này được thiết kế với các đường dẫn dài đặt song song với nhau. Dạng lưới rất phù hợp với hành vi mua sắm của người tiêu dùng, đồng thời tạo điều kiện cho trải nghiệm mua sắm trở nên nhanh chóng và hiệu quả. Tuy nhiên, hình thức này chỉ được các nhà bán lẻ siêu thị ưa thích (Lewison, 1996; Vrechopoulos và các cộng sự, 2004).

(2) Dạng tự do: là dạng bố cục không có sự nhất quán trong cấu trúc của lối đi, kệ và cách trưng bày. Bố cục dạng tự do chủ yếu được sử dụng bởi các cửa hàng quần áo (Lewison, 1996; Vrechopoulos và cộng sự, 2004). Điểm nhấn của thiết kế này là giúp cho người mua sắm có thể dễ dàng tìm thấy sản phẩm trong toàn bộ cửa hàng, khiến cho người tiêu dùng có xu hướng dành nhiều thời gian mua sắm hơn. Đồng thời, các nghiên cứu trước đây cho rằng thời gian mua sắm kéo dài có thể là một yếu tố quan trọng để xác định người tiêu dùng sẽ chi bao nhiêu khi đến cửa hàng (Anic và Radas, 2006).

(3) Đường đua: cách bố trí cửa hàng này bao gồm một lối đi chính trung tâm, dẫn người tiêu dùng đi dọc toàn bộ cửa hàng. Chức năng của lối đi chính đó là hướng dẫn người tiêu dùng đi qua càng nhiều khu vực trong cửa hàng càng tốt. Cửa hàng được chia thành nhiều bộ phận, mỗi bộ phận có một chủng loại sản phẩm riêng. Nhìn chung, khi mục tiêu của nhà bán lẻ là cung cấp cho người tiêu dùng trải nghiệm mua sắm thú vị và hấp dẫn, thì bố cục dạng tự do hoặc đường đua sẽ hiệu quả hơn. Tuy nhiên, đối với bố cục dạng đường đua, các nhà bán lẻ nên nhận thức được nguy cơ làm cho quá trình tìm kiếm của người tiêu dùng trở nên phức tạp, dẫn đến cảm giác thất vọng và tức giận (Titus và Everett, 1995).

Thứ hai, khi bài trí cửa hàng, cần trưng bày nhiều kiểu dáng, mẫu mã khác nhau thay vì treo nhiều kích cỡ cho một mẫu, vì như vậy sẽ chiếm diện tích của cửa hàng và đồng thời làm giảm đi cơ hội khách hàng chọn mua các sản phẩm khác.

5.2. Về giá trị tinh thần

Nhóm tác giả đề xuất các doanh nghiệp nên sử dụng Tiếp thị cảm quan nhằm kích thích đa giác quan của khách hàng, từ đó ảnh hưởng đến lựa chọn mua hàng của người tiêu dùng. Đặc biệt, cần tập trung vào thị giác, thính giác, khứu giác và xúc giác nhằm tạo ra trải nghiệm, sẽ để lại ấn tượng rất mạnh mẽ về thương hiệu hoặc cửa hàng và từ đó khuyến khích hành vi mua hàng.

Về thị giác: màu sắc, ánh sáng và cách bố trí của một cửa hàng là những yếu tố quan trọng hàng đầu, vì chúng có tác động rất lớn đến tâm trạng và hành vi mua hàng. Ngoài ra, cách bố trí cửa hàng cũng cần phải khéo léo để khách hàng có thể đi lại tự do và dễ dàng lấy hàng hóa. Ánh sáng cũng là một yếu tố rất quan trọng. Cửa hàng đồ denim hoặc vest nam cần có tông màu và ánh sáng dịu hơn để tạo không khí thoải mái. Việc có thêm đèn chiếu sáng trên một số sản phẩm nhất định sẽ thu hút nhiều sự quan tâm từ khách hàng hơn những sản phẩm còn lại.

Về thính giác: âm nhạc là một khía cạnh có tác động đến cảm xúc, nhận thức và hành vi của khách hàng bên trong cửa hàng. Loại nhạc, thể loại và nhịp độ của bản nhạc cũng quyết định lượng thời gian mà một cá nhân dành cho cửa hàng và tốc độ di chuyển xung quanh hàng hóa. Nếu cửa hàng muốn thu hút đối tượng khách hàng là thanh thiếu niên thì nên sử dụng ánh sáng mờ, âm nhạc vui tai với âm lượng lớn, cùng đội ngũ nhân viên trẻ và năng động. Ngoài ra, nhịp độ của âm nhạc ảnh hưởng đến lượng thời gian khách hàng sẵn sàng chờ đợi khi thanh toán trong những ngày cửa hàng đông khách.

Về khứu giác: mùi hương là giác quan duy nhất được chứa đựng cảm xúc và ký ức. Nhiều thương hiệu cao cấp đã sử dụng mùi hương như một cách gia tăng trải nghiệm mua sắm cho khách hàng của họ, vì mùi thơm dễ chịu trong cửa hàng sẽ khiến cho khách hàng dành nhiều thời gian hơn để xem sản phẩm, hàng hóa.

5.3. Về dịch vụ chăm sóc khách hàng

Thứ nhất, các nhà quản lý bán lẻ nên thường xuyên tổ chức các buổi đào tạo cho nhân viên bán hàng. Người bán hàng hiểu biết sẽ mang lại lợi nhuận cao hơn do sự hài lòng của khách hàng tốt hơn. Đặc biệt là các cửa hàng bán rượu, công nghệ và thời trang, nơi kiến thức chuyên môn của nhân viên bán hàng sẽ giúp tăng doanh số cho cả cửa hàng nhờ vào khả năng thuyết phục khách hàng của họ.

Thứ hai, các quy trình xử lý khiếu nại của khách hàng cũng cần phải được tinh chỉnh và được cập nhật một cách linh hoạt, tránh gây nên sự phiền hà, khó chịu cho khách. Nhân viên xử lý khiếu nại càng tinh tế thì thiện cảm của khách đối với thương hiệu sẽ càng tăng lên, mặc dù họ vừa có trải nghiệm mua sắm không tốt ở cửa hàng.

5.4. Về cam kết tình cảm

Nếu doanh nghiệp hoạt động theo hình thức đa kênh (trực tiếp và trực tuyến) thì nên cân nhắc đến việc trưng bày những sản phẩm được sử dụng tại các sự kiện đặc biệt như hội họp, đám cưới,… tại cửa hàng và đưa những sản phẩm được sử dụng hàng ngày lên cửa hàng trực tuyến. Vì theo kết quả nghiên cứu của tác giả cho thấy, khi khách hàng muốn sử dụng bộ trang phục của mình như một cách để khẳng định vị trí và thể hiện tính cách của bản thân tại những dịp đặc biệt quan trọng, họ có xu hướng tới trực tiếp cửa hàng để mua sắm và sẽ không mua online.

5.5. Về giá cả

Tác giả đề xuất một số chiến lược định giá và khuyến mãi mà các doanh nghiệp có thể tham khảo:

(1) Giảm giá theo mùa: thời trang có hai chu kỳ nhất định mà các nhà bán lẻ cần quan tâm là xuân - hè và thu - đông. Thời điểm chuyển giao giữa 2 chu kỳ này thường là lúc các thương hiệu cần đẩy các sản phẩm tồn từ mùa trước để chuẩn bị trống kho cho mùa sắp tới. Các chương trình khuyến mãi điển hình có thể kể đến là Khuyến mãi giữa năm (Mid-year sale) và Thứ sáu đen tối (Black Friday).

(2) Chiến lược định giá lỗ: Được sử dụng rộng rãi bởi các nhà bán lẻ và các nhà cung cấp khác như một phương tiện thu hút khách hàng vào cửa hàng, các sản phẩm được bán lỗ là các sản phẩm được bán dưới giá thành trung bình nhằm mục đích khuyến mại và quảng cáo. Mục tiêu của việc sử dụng chiến lược này là để tăng trưởng doanh số bán hàng và cũng như thúc đẩy hoạt động kinh doanh của nhà bán lẻ.

TÀI LIỆU THAM KHẢO:

Anic, I. D. & Radas, S. (2006). The impact of situational factors on purchasing outcomes in the Croatian hypermarket retailer. Ekonomski pregled, 57(11), 730-752.
Bauerová, R. & Kopřivová, V. (2021). Customer’s Choice of Purchasing Channel: Do Channel Characteristic, Brand, and Loyalty Matter When Shopping in Hybrid Retailers? Sustainability, 13(5), 1-18.
Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc, (2008). Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS. Hà Nội: Nhà xuất bản Hồng Đức.
Lewison, D. M. (1996). Retailing. USA: Macmillan College Publishing Company.
Reinartz, W., & Imschloß, M. (2017). From Point of Sale to Point of Need: How Digital Technology Is Transforming Retailing. The Future of Retailing, 9(1), 42-47.
Srivastava, S., & Barmola, K. (2010). The Role of Consumer Behaviour in Present Marketing Management Scenario. Productivity, 51(3), 268-275.
Trung tâm Nghiên cứu CSI. (2020). Báo cáo ngành bán lẻ Việt Nam. Truy cập tại https://vncsi.com.vn/BAO-CAO-NGANH-BAN-LE-VIET-NAM_64839.html?lang=vn
Titus, P. A., & Everett, P. B. (1995). The consumer retail search process: a conceptual model and research agenda. Journal of the Academy of Marketing Science, 23(2), 106-119.
Vrechopoulos, A. P., O’Keefe, R. M., Doukidis, G. I. & Siomkos, G. J. (2004). Virtual store layout: an experimental comparison in the context of grocery retail. Journal of Retailing, 80(1), 13-22.
Waguespack, B. & Hyman, M. (1993). Consumer behavior: Still normative after all these years. In Advances in Marketing (SWMA Conference Proceedings) (McKee, et al., eds.), pp. 29-35. Baton Rouge, LA: Louisiana State University.

Factors influencing the online shopping decision of young customers in Ho Chi Minh City in the context of the rapid growth of e-commerce

Pham Hung Cuong¹

Nguyen Lan Huong¹

¹Foreign Trade University - Ho Chi Minh City Campus

ABSTRACT:

As e-commerce is rapidly growing, there are presumptions that online shopping has overtaken in-store shopping. This study is to explore the factors influencing the online shopping decision when online shopping is a trend in the fashion retailing industry. This study also proposes some recommendations for fashion retailers. The study finds out that there are five factors affecting the online shopping decision of young customers in Ho Chi Minh City. These factors are Product experience, Hedonic value, Customer service, Affective commitment and Price.

Keywords: consumer behavior, in-store shopping, online shopping, fashion.