3137
CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH TIÊU DÙNG XANH CỦA
THẾ HỆ Z TRÊN ĐỊA BÀN TP. HỒ CHÍ MINH
Lê Bá Khải Hoàn và Nguyễn Thị Ngọc Thi
Khoa Marketing - Kinh doanh Quốc tế, Trường Đại học Công nghệ TP. Hồ Chí Minh
GVHD: ThS. Võ Thị Thu Hương
TÓM TẮT
Ngày nay, trước sự suy giảm về chỉ số sức khỏe của môi trường tự nhiên và con người, báo động đỏ và các
thông điệp truyền cảm hứng về các vấn đề bảo vệ môi trường tự nhiên từ các tổ chức trên thế giới đã và
đang cảnh tỉnh nhận thức mỗi người về sự tàn phá của chính con người đến môi trường tự nhiên. Từ đó,
buộc phải đưa ra các giải pháp nhằm phục hồi môi trường tự nhiên. Nhờ vậy, khái niệm về tiêu dùng xanh
dần được quan tâm. Bài nghiên cứu này thực hiện để khám phá ra các yếu tố tác động đến nhận thức và ảnh
hưởng tích cực đến ý định tiêu dùng xanh của thế hệ Z trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh. Kết quả của đề tài
nghiên cứu về “Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định tiêu dùng xanh của thế hệ Z trên địa bàn TP. Hồ Chí
Minh” bao gồm 6 thang đo với 28 biến quan sát. Dựa trên kết quả đánh giá mức độ quan trọng giữa các
yếu tố đối với Ý định tiêu dùng xanh cho thấy yếu tố Mối quan tâm đến môi trường có mức độ rất quan
trọng đối với Ý định tiêu dùng xanh và sau đó các yếu tố có mức độ quan trọng theo thứ tự từ cao xuống
thấp lần lượt là Nhận thức về giá và chất lượng, Nhận thức kiểm soát hành vi, Niềm tin và Tiêu chuẩn chủ
quan. Mục đích của nghiên cứu là phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến ý định tiêu dùng xanh của thế hệ Z
trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh. Kết quả nghiên cứu đã đóng góp cho đề tài một phần thành công không nhỏ
trong việc phân tích các yếu tố tác động đến ý định tiêu dùng xanh. Song, qua đó đưa ra những cách khắc
phục và gợi ý cho các doanh nghiệp hoặc tổ chức một số hàm ý quản trị, nhằm đáp ứng nhu cầu người tiêu
dùng, bảo vệ môi trường sinh thái và gia tăng số lượng thế hệ Z sử dụng sản phẩm xanh trên địa bàn TP.
Hồ Chí Minh nói riêng và trên cả nước nói chung.
Từ khóa: marketing xanh, môi trường, sản phẩm xanh, thế hệ Z, tiêu dùng xanh.
1. TÍNH CẤP THIẾT CỦA ĐỀ TÀI
Với tính cấp thiết của vấn đề liên quan đến môi trường thường xuất hiện trên các phương tiện thông tin đại
chúng, mà nguyên nhân chủ yếu từ chính các hoạt động sản xuất và sinh hoạt của con người. Điều này đã
tác động lên nhận thức và sự quan tâm của mọi người. Từ đó, hình thành nên thói quen của xã hội khi người
tiêu dùng có xu hướng tìm kiếm các sản phẩm thân thiện với môi trường, dẫn đến sự xuất hiện của khái
niệm “Tiêu dùng xanh”. Tuy nhiên, tiêu dùng xanh chỉ đang được phổ biến ở một bộ phận người tiêu dùng
trên toàn thế giới nói chung và Việt Nam nói riêng. Chính vì thế, nhóm tác giả tiến hành nghiên cứu các
yếu tố ảnh hưởng đến ý định tiêu dùng xanh của thế hệ Z trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh.
2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT
3138
2.1. Mối quan tâm đến môi trường
Theo Phan Thị Ân Tình (2021), mối quan tâm về môi trường của một cá nhân có liên quan đến môi trường
tự nhiên và các vấn đề xung quanh giữa cá nhân đó với môi trường sống xung quanh của họ. Mối quan tâm
về môi trường đại diện cho các xu hướng và mối quan tâm chung từ cá nhân đến các vấn đề môi trường.
2.2. Niềm tin
Được định nghĩa bởi nhóm tác giả Chen và Chang (2012), niềm tin về sản phẩm xanh là cảm giác tự tin
của người tiêu dùng về các tuyên bố của nhà sản xuất về nguồn gốc và các tính năng xanh của sản phẩm.
Chẳng hạn như: Quy trình sản xuất không ảnh hưởng xấu đến tự nhiên, chất liệu của sản phẩm an toàn đối
với con người, và các tính năng có thể tái sử dụng, phân hủy hữu cơ của sản phẩm,...
2.3. Tiêu chuẩn chủ quan
Theo định nghĩa của Ajzen (1991), chuẩn chủ quan (Subjective Norms) hay còn gọi là ảnh hưởng xã hội,
là nhận thức của những người ảnh hưởng xung quanh sẽ nghĩ rằng cá nhân đó nên thực hiện hay không một
hành vi nào đó.
2.4. Nhận thức về giá và chất lượng
Theo nghiên cứu của Dunlap (1991), quyết định mua hàng của người tiêu dùng ảnh hưởng bởi giá của một
sản phẩm. Người tiêu dùng luôn thích mua hoặc mua những sản phẩm có giá thành thấp so với các sản
phẩm khác từ thị trường. Trong trường hợp người tiêu dùng chọn mua những sản phẩm, hàng hóa thân thiện
với môi trường thì họ phải chấp nhận trả nhiều tiền hơn so với các sản phẩm thông thường, có thể có hại
cho sức khoẻ và môi trường. Lượng người tiêu dùng muốn mua sản phẩm xanh này hiện nay còn nhỏ nhưng
họ sẵn sàng trả nhiều tiền hơn cho các sản phẩm xanh.
2.5. Nhận thức kiểm soát hành vi
Theo định nghĩa của Ajzen (1991), nhận thức kiểm soát hành vi được hiểu là sự cảm thấy dễ dàng hay khó
khăn trong việc thực hiện hành vi, được cho là do phản ánh từ những trải nghiệm trong quá khứ cũng như
những dự đoán về những trở ngại và khó khăn khi thực hiện hành vi.
2.6. Ý định tiêu dùng xanh
Theo định nghĩa của Ajzen (1991), ý định hay còn được gọi là ý định hành vi là một yếu tố đo lường mức
độ sẵn lòng của một cá nhân trong việc nỗ lực thực hiện một hành động cụ thể nào đó. Ý định hành vi là
yếu tố động lực tác động đến hành vi của mỗi cá nhân người tiêu dùng.
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1. Nghiên cứu định tính
3139
Nghiên cứu định tính được thực hiện qua 5 bước (Thang đo nháp 1; Nghiên cứu sơ bộ lần 1; Thang đo nháp
2; Nghiên cứu sơ bộ lần 2 và Thang đo chính thức) cùng với giảng viên hướng dẫn và khảo sát 8 chuyên
gia. Kết quả sau nghiên cứu định tính thu được gồm 30 biến quan sát với 6 thang đo.
3.2. Nghiên cứu định lượng
Nghiên cứu định lượng được tiến hành qua 2 giai đoạn: Nghiên cứu định lượng sơ bộ và nghiên cứu định
lượng chính thức. Đối tượng khảo sát là người tiêu dùng thuộc thế hệ Z trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh. Thời
gian khảo sát cuối tháng 10/2021 đến 31/01/2022. Tổng cộng có 300 phiếu được khảo sát, thu về 260 phiếu
hợp lệ. Nhóm tác giả sử dụng phần mềm SPSS 26 để kiểm định thang đo và mô hình nghiên cứu. Các thang
đo được kiểm định bằng phương pháp đánh giá độ tin cậy Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá
EFA, kiểm định mô hình hồi quy tuyến tính, phân tích mô hình hồi quy PATH, đánh giá mức độ quan trọng
giữa các yếu tố đối với ý định tiêu dùng xanh và thảo luận kết quả nghiên cứu.
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Đánh giá độ tin cậy Cronbach’s Alpha
Kết quả đo lường 6 thành phần đều đạt yêu cầu với hệ số Cronbach’s Alpha > 0,7 và các biến quan sát trong
thành phần đều có tương quan biến – tổng > 0,3. Do đó, 30 biến quan sát ban đầu của 6 thang đo đều giữ
nguyên cho phân tích nhân tố EFA tiếp theo.
4.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA
Biến độc lập: Kết quả sau 3 lần phân tích nhân tố khám phá EFA, kiểm định Bartlett’s cho thấy giữa các
biến trong tổng thể có mối tương quan với nhau (Sig. = 0,000 < 0,05). Đồng thời, hệ số KMO = 0,819 >
0,5 chứng tỏ phân tích nhân tố để nhóm các biến lại với nhau là thích hợp và dữ liệu phù hợp cho việc phân
tích nhân tố. Các nhân tố đều có giá trị Eigenvalues > 1. Tổng phương sai trích là 59,436% > 50% là đạt
yêu cầu. Kết quả EFA sau 3 lần phân tích nhân tố có 4 thang đo với 19 biến quan sát, bao gồm: Thang đo
“Mối quan tâm đến môi trường”, “Niềm tin”, “Tiêu chuẩn chủ quan” và “Nhận thức về giá và chất lượng”.
Biến trung gian: Kết quả phân tích nhân tố cho thấy chỉ số KMO là 0,811, điều này chứng tỏ dữ liệu dùng
để phân tích nhân tố là hoàn toàn thích hợp. Bartlett's test có giá trị Sig. đạt 0,000 < 0,05 nên thỏa mãn điều
kiện. Tổng phương sai trích bằng 54,218% > 50%; đạt yêu cầu. Điểm dừng khi rút trích giá trị hệ số
Eigenvalues của các nhân tố đều cao (>1), nhân tố này có Eigenvalues thấp nhất là 2,711 > 1.
Biến phụ thuộc: Kết quả phân tích nhân tố cho thấy chỉ số KMO là 0,758, điều này chứng tỏ dữ liệu dùng
để phân tích nhân tố là hoàn toàn thích hợp. Bartlett's test có giá trị Sig. đạt 0,000 < 0,05 nên thỏa mãn điều
kiện. Tổng phương sai trích bằng 55,271% > 50%; đạt yêu cầu. Điểm dừng khi rút trích giá trị hệ số
Eigenvalues của các nhân tố đều cao (>1), nhân tố này có Eigenvalues thấp nhất là 2,211 > 1.
4.3. Kiếm định mô hình hồi quy tuyến tính
- Kiểm định mô hình hồi quy tuyến tính giữa biến độc lập với biến trung gian:
3140
Bảng 1: Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính đa biến
Model Summaryb
Model
R
R
Square
Adjusted R
Square
Std. Error of the
Estimate
R Square
Change
1
.775a
.601
.594
.24930
.601
a. Predictors: (Constant), GCL, MQT, CCQ, NT
b. Dependent Variable: KSHV
Coefficientsa
Model
Unstandardized
Coefficients
Standardized
Coefficients
t
Sig.
Collinearity Statistics
B
Std. Error
Beta
Tolerance
VIF
1
(Constant)
.889
.141
6.321
.000
MQT
.209
.022
.382
9.562
.000
.981
1.019
NT
.179
.031
.280
5.802
.000
.675
1.482
CCQ
.172
.024
.335
7.269
.000
.737
1.357
GCL
.163
.029
.270
5.697
.000
.697
1.434
a. Dependent Variable: KSHV
(Nguồn: Phân tích dữ liệu của nhóm tác giả)
Bảng 1 trên đây cho thấy các chỉ số trong mô hình có ý nghĩa nghiên cứu khi R2 hiệu chỉnh đạt 0,594, các
biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê. Giá trị Durbin-Watson đạt 2,063 nằm trong khoảng (1;3) cho thấy
không xảy ra hiện tượng tự tương quan, chỉ số VIF của các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 cho thấy không
xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến hoặc có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nhưng rất nhẹ, không đáng kể và
có thể bỏ qua được. Phương trình hồi quy chuẩn hóa như sau:
KSHV = 0,382*MQT + 0,335*CCQ + 0,280*NT + 0,270*GCL
3141
- Kiểm định mô hình hồi quy tuyến tính giữa biến trung gian với biến phụ thuộc:
Bảng 2: Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính đơn biến
Model Summaryb
Model
R
R
Square
Adjusted R
Square
Std. Error of the
Estimate
R Square
Change
Durbin-
Watson
1
.727a
.529
.527
.379
.529
1.922
a. Predictors: (Constant), KSHV
b. Dependent Variable: YD
Coefficientsa
Model
Unstandardized
Coefficients
Standardized
Coefficients
t
Sig.
Collinearity Statistics
B
Std. Error
Beta
Tolerance
VIF
1
(Constant)
.468
.177
2.650
.009
KSHV
.846
.050
.727
17.031
.000
1.000
1.000
a. Dependent Variable: YD
(Nguồn: Phân tích dữ liệu của nhóm tác giả)
Bảng 2 trên đây cho thấy các chỉ số trong mô hình có ý nghĩa nghiên cứu khi R2 hiệu chỉnh đạt 0,527, đều
có ý nghĩa thống kê. Giá trị Durbin-Watson đạt 1,922 nằm trong khoảng (1;3) cho thấy không xảy ra hiện
tượng tự tương quan, chỉ số VIF của biến này nhỏ hơn 10 cho thấy không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến
hoặc có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nhưng rất nhẹ, không đáng kể và có thể bỏ qua được. Phương trình
hồi quy chuẩn hóa như sau:
YD = 0,727*KSHV
4.4. Phân tích mô hình hồi quy PATH
Nhóm tác giả tiến hành tính hệ số phù hợp tổng hợp RM2 của mô hình:
RM2 = 1 - (1 - R12) * (1 - R22)