Các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ Cao Lãnh trong ngày hội mua sắm trực tuyến

Trương Thị Thùy Dương; Email: [email protected]

Tô Thị Lâm Thi; Email: [email protected]

Nguyễn Thị Minh Thi; Email: [email protected]

Huỳnh Thị Ngọc Nữ; Email: [email protected]

ThS. Hoàng Thị Doan; Email: [email protected]

Trường Đại học Đồng Tháp

Tóm tắt

Nghiên cứu này nhằm xác định và đo lường mức độ tác động của các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ Cao Lãnh trong ngày hội mua sắm trực tuyến. Dữ liệu nghiên cứu được thu thập thông qua việc khảo sát ý kiến của 200 người tiêu dùng bằng phương pháp chọn mẫu ngẫu nhiên phân tầng. Kết quả nghiên cứu cho thấy, có 4 yếu tố ảnh hưởng đến hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm trực tuyến, gồm: Động cơ mua sắm, Ảnh hưởng xã hội, Nhận thức sự hữu ích và Kinh nghiệm mua hàng. Trên cơ sở đó, nhóm tác giả đề xuất một số khuyến nghị nhằm thúc đẩy hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm trực tuyến.

Từ khóa: Hành vi mua sắm, mua hàng trực tuyến, ngày hội mua sắm

Abstract

This study aims to identify and measure the impact of factors influencing the online shopping behavior of young consumers in Cao Lanh during online shopping festivals. Research data were collected through a survey of 200 consumers, using stratified random sampling. The results indicate that four factors significantly affect young consumers’ online shopping behavior during online shopping festivals, including shopping motivation, social influence, perceived usefulness, and shopping experience. Based on these findings, the authors propose several recommendations to promote online shopping behavior among young consumers during online shopping events.

Keywords: Shopping behavior, online shopping, online shopping festivals

GIỚI THIỆU

Trong bối cảnh kinh tế số phát triển mạnh mẽ, sự bùng nổ của Internet và công nghệ đã thúc đẩy thương mại điện tử (TMĐT) tại Việt Nam tăng trưởng nhanh chóng. Mua sắm trực tuyến trở thành xu hướng ngày càng phổ biến khi người tiêu dùng có thể dễ dàng tiếp cận sản phẩm và dịch vụ chỉ với thiết bị kết nối Internet.

Theo các báo cáo TMĐT, số lượng người Việt Nam mua sắm trực tuyến không ngừng tăng, với giá trị thị trường đạt hàng chục tỷ USD và dự báo tiếp tục tăng trưởng mạnh trong những năm tới. Đặc biệt, giới trẻ - nhất là Gen Z - được xem là nhóm khách hàng tiềm năng, có tần suất mua sắm trực tuyến cao và dễ bị thu hút bởi các chương trình khuyến mãi trong các “ngày hội mua sắm” như 11/11, 12/12 hay Black Friday.

Tại Đồng Tháp nói chung và Cao Lãnh nói riêng, xu hướng mua sắm trực tuyến của giới trẻ cũng ngày càng gia tăng, đặc biệt trong các dịp khuyến mãi lớn trên các sàn TMĐT. Việc nghiên cứu về hành vi mua hàng trực tuyến của nhóm đối tượng này tại địa phương sẽ cung cấp cơ sở tham khảo cho các doanh nghiệp và nhà bán lẻ trong việc xây dựng chiến lược kinh doanh phù hợp và nâng cao hiệu quả hoạt động TMĐT.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Cơ sở lý thuyết

Hành vi mua hàng trực tuyến, theo nghiên cứu của Li và Zhang (2002), là quá trình mua sản phẩm, dịch vụ qua Internet. Kotler (2012) thì định nghĩa mua sắm online, thường được gọi mua sắm trực tuyến, là việc mua hàng thông qua những kết nối điện tử giữa người mua và người bán - thường là trực tuyến.

Hành vi người tiêu dùng là những hành vi của các cá nhân liên quan trực tiếp đến việc tìm kiếm, đánh giá, lựa chọn, sử dụng và loại bỏ hàng hóa và dịch vụ; là việc nghiên cứu cách các cá nhân, nhóm và tổ chức lựa chọn, mua, sử dụng và loại bỏ hàng hóa, dịch vụ, ý tưởng và trải nghiệm để thỏa mãn nhu cầu và mong muốn của họ (Kotler, 2012). Theo Schiffman và Kanuk (2010), hành vi người tiêu dùng là toàn bộ hành động mà người tiêu dùng bộc lộ ra trong quá trình trao đổi sản phẩm, bao gồm: điều tra, mua sắm, sử dụng, đánh giá và xử lý thải bỏ sản phẩm và dịch vụ nhằm thỏa mãn nhu cầu của họ.

Giả thuyết và mô hình nghiên cứu

Thông qua tham khảo các nghiên cứu trước, nhóm tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong các ngày hội mua sắm như Hình 1.

Mô hình được xây dựng dựa trên Mô hình chấp nhận TMĐT (ECAM) làm nền tảng lý thuyết - được phát triển từ sự kết hợp giữa Mô hình chấp nhận công nghệ (TAM) và Thuyết nhận thức rủi ro. Bên cạnh đó, dựa trên các nghiên cứu liên quan đến hành vi mua sắm trực tuyến trong các ngày hội mua sắm, nghiên cứu bổ sung thêm một số yếu tố khác, như: động cơ mua sắm, ảnh hưởng xã hội (Liu và cộng sự, 2017), mong đợi về giá và kinh nghiệm mua hàng (Nguyễn Lê Phương Thanh, 2013).

Hình 1: Mô hình nghiên cứu đề xuất

Nguồn: Lược khảo và đề xuất từ tác giả

Các giả thuyết nghiên cứu được xây dựng như sau:

H1: Động cơ mua sắm có tác động tích cực đối với Hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm.

Động cơ mua sắm đề cập đến nhu cầu và mong muốn của người tiêu dùng trong quá trình mua sắm, đóng vai trò là động lực bên trong thúc đẩy hành vi mua. Lý thuyết động lực của McGuire (1974) cho rằng, động cơ của con người, dù mang tính nhận thức hay cảm xúc, đều hướng đến việc thỏa mãn nhu cầu cá nhân, từ đó giải thích lý do cơ bản thúc đẩy hành vi mua sắm. Babin và cộng sự (1994) đã phân loại động cơ mua hàng thành 2 nhóm chính, gồm: động cơ mua hàng theo lợi ích và động cơ mua hàng theo cảm xúc.

H2: Ảnh hưởng xã hội có ảnh hưởng tích cực đến Hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm.

Lý thuyết về ảnh hưởng xã hội cho rằng, sự thay đổi trong thái độ và hành vi của cá nhân chịu tác động từ các yếu tố xã hội bên ngoài, đặc biệt là ảnh hưởng từ những người xung quanh hoặc các nhóm xã hội (Kelman, 1974). Trong môi trường mua sắm trực tuyến, người tiêu dùng thường phải tiếp cận với lượng thông tin sản phẩm rất lớn và đôi khi xuất hiện nhiều ý kiến trái chiều. Do đó, họ dễ bị tác động bởi hành vi và ý kiến của những người khác, chẳng hạn như: đánh giá sản phẩm, số lượng người đã mua, mức độ phổ biến của sản phẩm hoặc các nhận xét từ cộng đồng.

H3: Nhận thức sự hữu ích tác động tích cực đến Hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm.

Nhận thức sự hữu ích được định nghĩa là mức độ mà người tiêu dùng tin rằng việc sử dụng một hệ thống hoặc công nghệ sẽ giúp nâng cao hiệu quả và năng suất khi thực hiện một công việc cụ thể (Davis, 1989). Trong bối cảnh mua sắm trực tuyến, nhận thức sự hữu ích thể hiện qua các lợi ích như: sự tiện lợi, sự đa dạng trong lựa chọn sản phẩm và nguồn thông tin phong phú. Các trang TMĐT cung cấp nhiều thông tin chi tiết về sản phẩm và giá cả, giúp khách hàng dễ dàng so sánh giữa các lựa chọn khác nhau. Nhờ vậy, người tiêu dùng có thể tìm được sản phẩm phù hợp với nhu cầu của mình với mức giá hợp lý hơn so với hình thức mua sắm truyền thống (Lester, 2005).

H4: Mong đợi về giá có tác động tích cực đến Hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm.

Mong đợi về giá là đánh giá của người tiêu dùng đối với mức giá của sản phẩm hoặc dịch vụ, bao gồm chi phí tiền tệ phải bỏ ra và chi phí cơ hội khi phải từ bỏ việc sử dụng số tiền đó cho những mục đích khác. Theo Hasslinger và cộng sự (2007), người tiêu dùng cho rằng, mua sắm trực tuyến giúp họ tiết kiệm chi phí và dễ dàng so sánh giá giữa các sản phẩm khác nhau. Do đó, yếu tố mong đợi về giá được xem là một trong những yếu tố có ảnh hưởng mạnh đến ý định mua hàng trực tuyến, đặc biệt trong các ngày hội mua sắm.

H5: Kinh nghiệm mua hàng có tác động tích cực đến Hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm.

Kinh nghiệm mua hàng là những trải nghiệm của người tiêu dùng sau khi sử dụng sản phẩm hoặc dịch vụ, từ đó hình thành cách thức lựa chọn và quyết định mua sắm phù hợp với nhu cầu cá nhân. Các nghiên cứu cho thấy trải nghiệm trong quá trình mua sắm trực tuyến có thể ảnh hưởng đáng kể đến ý định mua hàng trong tương lai (Giang, 2023).

H6: Nhận thức rủi ro có ảnh hưởng tiêu cực đến Hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm.

Theo Sindhav và Balazs (1999), Swaminathan và cộng sự (1999), vấn đề an ninh mạng và bảo mật thông tin cá nhân (số điện thoại, địa chỉ, email, thông tin tài khoản ngân hàng) là rào cản lớn khiến người tiêu dùng e ngại khi mua sắm trực tuyến. Bên cạnh đó, người tiêu dùng cũng đối mặt với rủi ro sản phẩm khi hàng hóa nhận được không đúng với mong đợi ban đầu do không thể trực tiếp kiểm tra hoặc trải nghiệm trước khi mua (Garbarino và Strahilevitz, 2004).

Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu kết hợp cả phương pháp nghiên cứu định tính và định lượng. Nghiên cứu định tính được thực hiện nhằm khám phá và điều chỉnh các biến quan sát dùng để đo lường các khái niệm trong mô hình cho phù hợp với giới trẻ tại Cao Lãnh thông qua thảo luận nhóm với các chuyên gia, đồng thời thu thập quan điểm của họ về những yếu tố ảnh hưởng đến hành vi mua hàng của giới trẻ.

Nghiên cứu định lượng được thực hiện thông qua khảo sát bằng bảng câu hỏi với cỡ mẫu là 200, bằng phương pháp chọn mẫu ngẫu nhiên phân tầng dựa trên học sinh trung học phổ thông, sinh viên cao đẳng, đại học tại Cao Lãnh đã từng mua hàng trực tuyến trong các ngày hội mua sắm trực tuyến. Bảng câu hỏi sử dụng thang đo Likert 5 mức độ, với mức 1 là “hoàn toàn không đồng ý” cho đến mức 5 là “hoàn toàn đồng ý”. Quá trình phân tích được thực hiện theo các bước: Kiểm định độ tin cậy thang đo, phân tích nhân tố khám phá (EFA), xây dựng mô hình hồi quy. Thời gian tiến hành khảo sát từ tháng 10-11/2025.

Bảng 1: Thang đo và biến quan sát

Thang đo	Số biến quan sát	Thứ tự biến
Động cơ mua sắm (DC)	7	DC1 - DC7
Ảnh hưởng xã hội (XH)	5	XH1 - XH5
Nhận thức sự hữu ích (HI)	7	HI1 - HI7
Mong đợi về giá (MG)	6	MG1 - MG6
Kinh nghiệm mua hàng (KN)	4	KN1 - KN4
Nhận thức sự rủi ro (RR)	7	RR1 - RR7
Hành vi mua hàng trực tuyến (HV)	3	HV1 - HV3

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích của tác giả

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Kiểm định độ tin cậy của thang đo

Kết quả kiểm định độ tin cậy của thang đo lần cuối (Bảng 2) cho thấy, hệ số Cronbach’s Alpha của các nhân tố nằm trong khoảng từ 0,791-0,923 (đạt yêu cầu vì > 0,6) và các biến đều có hệ số tương quan biến - tổng > 0,3. Sau khi loại bỏ các biến không đạt yêu cầu thì phân tích Cronbach’s Alpha đã giữ lại 37 biến quan sát và tiếp tục được đưa vào phân tích nhân tố EFA ở bước tiếp theo.

Bảng 2: Kết quả kiểm định độ tin cậy thang đo

Thang đo	Số biến quan sát đạt yêu cầu	Hệ số tương quan biến - tổng nhỏ nhất	Hệ số Cronbach’s Alpha
Động cơ mua sắm (DC)	7	0,540	0,848
Ảnh hưởng xã hội (XH)	4	0,777	0,923
Nhận thức sự hữu ích (HI)	7	0,449	0,838
Mong đợi về giá (MG)	6	0,479	0,853
Kinh nghiệm mua hàng (KN)	4	0,481	0,791
Nhận thức sự rủi ro (RR)	6	0,494	0,792
Hành vi mua hàng trực tuyến (HV)	3	0,593	0,781

Nguồn: Kết quả từ phân tích dữ liệu của tác giả

Phân tích nhân tố khám phá (EFA)

Phân tích EFA được thực hiện bằng phép xoay Varimax. Kết quả EFA lần cuối (Bảng 3) cho thấy, các thang đo đều đạt yêu cầu về giá trị. Hệ số KMO đạt 0,900 (> 0,5); kiểm định Bartlett có ý nghĩa thống kê với giá trị Sig. Bartlett’s Test là 0,000 (< 0,05); trị số Eigenvalue là 1,024 (> 1); tổng phương sai trích (Total Variance Explained) đạt 67,598% (> 50%) và các hệ số tải nhân tố (Factor Loading) đều > 0,5.

Bảng 3: Tóm tắt các thông số trong phân tích EFA

Các thông số	Thang đo các nhân tố ảnh hưởng	Thang đo Hành vi mua hàng
KMO	0,900	0,697
Giá trị Sig Barlett’s Test	0,000	0,000
Số lượng nhân tố rút trích	6	1
Tổng phương sai trích (%)	67,598	69,647
Eigenvalues	1,024	2,089

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích của tác giả

Quá trình phân tích EFA đã xác định có 24 biến quan sát được tạo thành 6 nhân tố ảnh hưởng đến đến hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ tại Cao Lãnh trong ngày hội mua sắm trực tuyến là: Động cơ mua sắm, Ảnh hưởng xã hội, Nhận thức sự hữu ích, Mong đợi về giá, Kinh nghiệm mua hàng, Nhận thức sự rủi ro. Tương tự, kết quả EFA cho thang đo Hành vi mua hàng được trích thành 1 nhân tố, với tổng phương sai trích là 69,647% tại Eigenvalue = 2,089.

Kiểm định sự phù hợp của mô hình

Kết quả Bảng 4 cho thấy hệ số R² điều chỉnh đạt 0,620, tức là 62,0% sự biến thiên trong hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ được giải thích bởi các nhân tố trong mô hình, trong khi phần còn lại do các yếu tố khác chưa được xem xét. Hệ số Durbin-Watson của mô hình bằng 1,749 (gần bằng 2), cho thấy không có hiện tượng tự tương quan. Bên cạnh đó, kiểm định F có giá trị Sig. = 0,000 < 0,05, chứng minh mô hình hồi quy phù hợp và có ý nghĩa thống kê, đồng nghĩa với việc các biến độc lập có tác động đến biến phụ thuộc.

Bảng 4: Tóm tắt mô hình

Mô hình	Hệ số R2	Hệ số R2 hiệu chỉnh	Durbin-Watson	Giá trị Sig. ANOVA
1	0,633	0,620	1,749	0,000

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích của tác giả

Kết quả phân tích hồi quy (Bảng 5) cho thấy 4 yếu tố: Động cơ mua sắm (DC), Ảnh hưởng xã hội (XH), Nhận thức sự hữu ích (HI), Kinh nghiệm mua hàng (KN) có tác động tích cực đến Hành vi mua hàng trực tuyến (HV) của giới trẻ Cao Lãnh trong ngày hội mua sắm trực tuyến vì có Sig. < 0,05. Hai biến không có ý nghĩa thống kê là biến Mong đợi về giá (MG) và Nhận thức sự rủi ro (RR). Bên cạnh đó, cũng không xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình vì chỉ số VIF < 10.

Bảng 5: Kết quả mô hình hồi quy

Mô hình		Hệ số chưa chuẩn hóa		Hệ số chuẩn hóa	T	Sig.	Thống kê đa cộng tuyến
		B	Độ lệch chuẩn	Beta			Tolerance	VIF
1	Hằng số	-0,733	0,269		-2,721	0,007
	DC	0,261	0,081	0,227	3,244	0,001	0,439	2,279
	XH	0,270	0,061	0,260	4,467	0,000	0,634	1,578
	HI	0,271	0,082	0,220	3,321	0,001	0,488	2,048
	MG	0,091	0,057	0,091	1,604	0,111	0,672	1,487
	KN	0,250	0,068	0,200	3,665	0,000	0,717	1,394
	RR	0,052	0,069	0,046	0,746	0,457	0,564	1,774
a. Dependent Variable: HV

Nguồn: Kết quả từ phân tích dữ liệu của tác giả

Kết quả kiểm định hồi quy (Bảng 6) cho thấy 4 yếu tố: Động cơ mua sắm, Ảnh hưởng xã hội, Nhận thức sự hữu ích, Kinh nghiệm mua hàng có ảnh hưởng tới hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ Cao Lãnh trong ngày hội mua sắm trực tuyến (các hệ số Beta chuẩn hóa đều > 0, và có ý nghĩa trong thống kê (Sig. < 0,05). Do đó ta có thể chấp nhận các giả thuyết H1, H2, H3, H5.

Bảng 6: Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu

Giả thuyết	Nội dung	Sig.	Kết quả
H1	Động cơ mua sắm có tác động tích cực đối với Hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm.	0,000	Chấp nhận
H2	Ảnh hưởng xã hội có ảnh hưởng tích cực đến Hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm.	0,000	Chấp nhận
H3	Nhận thức sự hữu ích tác động tích cực đến Hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm.	0,000	Chấp nhận
H4	Mong đợi về giá có tác động tích cực đến Hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm.	0,111	Bác bỏ
H5	Kinh nghiệm mua hàng có tác động tích cực đến Hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm.	0,000	Chấp nhận
H6	Nhận thức rủi ro có ảnh hưởng tiêu cực đến Hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm.	0,457	Bác bỏ

Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả nghiên cứu

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ

Kết quả nghiên cứu cho thấy, có 4 yếu tố ảnh hưởng đến Hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ Cao Lãnh trong ngày hội mua sắm trực tuyến là: (1) Động cơ mua sắm; (2) Ảnh hưởng xã hội; (3) Nhận thức sự hữu ích; (4) Kinh nghiệm mua hàng. Dựa vào kết quả này, nhóm tác giả đưa ra một số khuyến nghị nhằm thúc đẩy hành vi mua hàng trực tuyến của giới trẻ trong ngày hội mua sắm trực tuyến, cụ thể như sau:

Thứ nhất, đối với yếu tố Động cơ mua sắm: Cần cung cấp các sản phẩm với thiết kế mới lạ, hiện đại và phong cách nhằm thu hút sự chú ý của giới trẻ; cung cấp các công cụ tìm kiếm và lọc sản phẩm thông minh; cung cấp các ưu đãi linh hoạt để khách hàng có thêm nhiều lựa chọn khi mua hàng, từ đó nâng cao trải nghiệm mua sắm trực tuyến và khuyến khích họ tham gia nhiều hơn; tạo không gian giải trí và tương tác trên các sàn TMĐT.

Thứ hai, đối với yếu tố Ảnh hưởng xã hội: Thường xuyên cập nhật xu hướng được giới trẻ yêu thích; tận dụng mạng xã hội để lan tỏa thông tin và khuyến khích giới trẻ tham gia mua sắm trực tuyến nhiều hơn, đặc biệt là trong các ngày hội mua sắm; hợp tác với những người có tầm ảnh hưởng và KOL.

Thứ ba, đối với yếu tố Nhận thức sự hữu ích: Hợp tác với các dịch vụ giao hàng để đảm bảo thời gian giao hàng nhanh chóng và tiện lợi, giúp giới trẻ tiết kiệm thời gian và công sức; phát triển và nâng cấp các ứng dụng di động, cho phép người dùng có thể mua hàng trực tuyến mọi lúc, mọi nơi; tạo ra hệ thống đánh giá sản phẩm minh bạch và đáng tin cậy từ những khách hàng đã mua trước đó, giúp khách hàng có thể tham khảo ý kiến trước khi đưa ra quyết định mua hàng.

Thứ tư, đối với yếu tố Kinh nghiệm mua hàng: Khuyến khích người mua chia sẻ trải nghiệm mua hàng của họ thông qua các nền tảng mạng xã hội hoặc các diễn đàn trực tuyến; cung cấp dịch vụ hỗ trợ và tư vấn mua hàng trực tuyến; cung cấp công cụ đánh giá và so sánh sản phẩm.

(*) Nghiên cứu này được hỗ trợ bởi đề tài mã số SPD2024.02.84

Tài liệu tham khảo:

1. Babin, B. J., Darden, W. R., & Griffin, M. (1994). Work and/or fun: Measuring hedonic and utilitarian shopping value. Journal of Consumer Research, 20(4), 644-656.

2. Davis, F. D. (1989). Perceived usefulness, perceived ease of use, and user acceptance of information technology. MIS Quarterly, 13(3), 319-340.

3. Forsythe, S. M., & Shi, B. (2003). Consumer patronage and risk perceptions in Internet shopping. Journal of Business Research, 56(11), 867-875.

4. Garbarino, E., & Strahilevitz, M. (2004). Gender differences in the perceived risk of buying online and the effects of receiving a site recommendation. Journal of Business Research, 57(7), 768-775.

5. Giang, V. T. (2023). Nghiên cứu các yếu tố tác động đến ý định mua hàng trực tuyến của người tiêu dùng ở TP. HCM. Luận văn Thạc sĩ, Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh.

6. Hasslinger, A., Hodzic, S., & Opazo, C. (2007). Consumer Behaviour in Online Shopping. Kristianstad University.

7. Kelman, H. C. (1974). Further thoughts on the processes of compliance, identification, and internalization. Perspectives on Social Power, 125-171.

8. Kotler, P., & Keller, K. L. (2012). Marketing Management (14th ed.). Pearson Education.

9. Lester, D. H., Forman, A. M., & Loyd, D. (2005). Internet shopping behavior of college students. Services Marketing Quarterly, 27(2), 123-138.

10. Li, N., & Zhang, P. (2002). Consumer online shopping attitudes and behavior: An assessment of research. Proceedings of the Eighth Americas Conference on Information Systems, 508-517.

11. Liu, Y., Zhang, X., Zhang, Y., & Qiu, C. (2017). Research on the Influence of Consumer’s Online Shopping Festival on Purchase Intention. American Journal of Industrial and Business Management, 7(12), 1275-1288.

12. McGuire, W. J. (1974). Psychological motives and communication gratification. In J. G. Blumler & E. Katz (Eds.), The Uses of Mass Communications (pp. 167-196). Sage Publications.

13. Nguyen, L. P. T. (2013). Factors affecting customers’ intention to buy online. MBA Thesis of University of Economics Ho Chi Minh City.

14. Schiffman, L. G., & Kanuk, L. L. (2010). Consumer Behavior (10th ed.). Pearson Education.

16. Sindhav, B., & Balazs, A. L. (1999). Perceived information risk and its impact on consumers' use of the World Wide Web. Journal of Marketing Theory and Practice, 7(3), 64-75.

17. Swaminathan, V., Lepkowska-White, E., & Rao, B. P. (1999). Browsers or buyers in cyberspace? An investigation of factors influencing electronic exchange. Journal of Computer-Mediated Communication, 5(2), JCMC523.

Ngày nhận bài: 31/3/2026; Ngày hoàn thiện biên tập: 25/4/2026; Ngày duyệt đăng: 28/5/2026