Xem mẫu
- CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN HÀNH VI TIÊU DÙNG
XANH CỦA THẾ HỆ Z TRÊN ĐỊA BÀN TP. HỒ CHÍ MINH
Nguyễn Thị Quế Trân
Khoa Quản trị Kinh doanh, Trường Đại học Công nghệ TP. Hồ Chí Minh
GVHD: ThS. Trần Thị Mỹ Hằng
TÓM TẮT
Ngày nay, yêu cầu tiêu dùng bền vững đang trở nên cấp thiết hơn bao giờ hết. Tại Việt Nam,
một bộ phận xã hội đã và đang thay đổi nhận thức cũng như hành vi theo hướng tiêu dùng
xanh. Mục tiêu của bài viết là tìm ra nguyên nhân, đưa ra giải pháp nhằm thúc đẩy tiêu dùng
xanh của thế hệ Z trên địa bàn TP. Hồ Chí Minh. Bài nghiên cứu đã phân tích, đánh giá thực
trạng cũng như đề ra một số kiến nghị để thúc đẩy hành vi tiêu dùng xanh của thế hệ Z góp
phần tăng cường sức khỏe, hạn chế ô nhiễm môi trường và hướng đến phát triển bền vững.
Từ khóa: người tiêu dùng, ô nhiễm môi trường, phát triển bền vững, thế hệ Z, tiêu dùng
xanh.
1 ĐẶT VẤN ĐỀ
Giống như nhiều nước trên thế giới, Việt Nam đang phải đối mặt với vấn đề ô nhiễm môi
trường, việc hình thành xu hướng xanh là một nhu cầu cấp thiết nhằm góp phần thực hiện
có hiệu quả các mục tiêu phát triển bền vững. Nhiều người tiêu dùng Việt Nam có thái độ tốt
đối với môi trường, tuy nhiên, vì một lý do nào đó mà hành vi tiêu dùng xanh thực tế vẫn còn
hạn chế. Vì vậy, việc triển khai và áp dụng những chính sách tiêu dùng xanh, mua sắm xanh
ở Việt Nam đặc biệt là thành phố lớn như TP. Hồ Chí Minh. Nghiên cứu này tạo ra nhằm tìm
ra những giải pháp thúc đẩy tiêu dùng xanh hướng đến bảo vệ môi trường và sự phát triển
bền vững của nền kinh tế.
2 CƠ SỞ LÝ THUYẾT, MÔ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Theo (Boztepe, 2012) các yếu tố ảnh hưởng đến tiêu dùng xanh là các yếu tố về nhận thức
về môi trường, đặc tính sản phẩm xanh, giá sản phẩm xanh và hoạt động chiêu thị xanh.
(Yeonshin Kim and Sejung Marina Choi, 2005) đề xuất đưa ra các thang đo là các yếu tố
bảo vệ môi trường, vai trò của chính phủ, tiêu chuẩn cá nhân. Tác giả (Maheshwari, 2014)
đưa ra các mục tiêu là niềm tin và thái độ của người tiêu dùng đối với sản phẩm xanh, ý thức
của người tiêu dùng sẵn có của các sản phẩm an toàn cho môi trường. (Linh, 2013) đã đưa
ra các yếu tố tác động như: nhận thức về môi trường, sản phẩm xanh, phân phối xanh,
chiêu thị xanh. Ngoài ra còn áp dụng thuyết nền hành vi dự định của (Ajzen, 1991). Từ các
cơ sở lý thuyết trên, tác giả đã đưa ra mô hình đề xuất:
2137
- Hình 1. Mô hình nghiên cứu tác giả đề xuất
Nghiên cứu định tính được thực hiện qua thảo luận nhóm cùng với các bảng câu hỏi chính
thức gồm 30 câu. Đối tượng khảo sát là người tiêu dùng thế hệ Z trên địa bàn TP. Hồ Chí
Minh. Thời gian khảo sát từ 04/04/2021 đến ngày 10/04/2021. Tổng cộng có 260 phiếu được
phát ra, thu về 253 phiếu hợp lệ. Phần mềm SPSS 20.0 được sử dụng 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. (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2011).
3 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Đánh giá độ tin cậy thang đo bằng Hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha:
Bảng 1. Kết quả Cronbach’s đánh giá độ tin cậy thang đo
STT Tên nhân tố Biến quan sát Độ tin cậy
1 Nhận thức tiêu dùng NT1, NT2, NT3, NT4, NT5, NT6 0.847
2 Chuẩn chủ quan CCQ1, CCQ2, CCQ3, CCQ4, CCQ5 0.848
3 Hoạt động chiêu thị xanh CTX1, CTX2, CTX3, CTX4, CTX5 0.818
4 Giá sản phẩm xanh GSF1, GSF2, GSF3, GSF4 0.840
5 Thương hiệu TH1, TH2, TH3, TH4 0.808
6 Vai trò của chính phủ CP1, CP2, CP3, CP4 0.816
7 Hành vi tiêu dùng xanh TIEUDUNGXANH1, TIEUDUNGXANH2 0.832
Nguồn: phân tích dữ liệu của tác giả nghiên cứu
2138
- Kết quả đo lường 7 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 các biến quan
sát của thang đo này đều giữ nguyên cho phân tích nhân tố EFA tiếp theo.
Phân tích nhân tố khám phá (EFA):
Kết quả phân tích kiểm định Barlett’s cho thấy giữa các biến trong tổng thể có mối tương
quan với nhau (sig = 0,00 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. Tích lũy phương sai
trích là 63.838% > 50% là đạt yêu cầu. Điều này chứng minh cho chúng ta thấy, 6 nhân tố
rút trích ra giải tích được 63.838% sự thay đổi của biến phụ thuộc trong tổng thể.
Bảng 2. Kết quả phân tích nhân tố EFA lần cuối
Component
1 2 3 4 5 6
NT1 .789
NT2 .781
NT3 .730
NT6 .661
NT4 .661
NT5 .644
CCQ1 .793
CCQ2 .759
CCQ3 .756
CCQ4 .738
CCQ5 .695
TH1 .764
TH2 .735
TH3 .708
TH4 .696
GSF1 .814
GSF2 .784
GSF3 .730
GSF4 .720
CTX1 .785
CTX2 .737
CTX3 .673
CTX4 .593
CTX5 .551
CP1 .793
CP2 .763
CP3 .652
CP4 .604
Nguồn: phân tích dữ liệu của tác giả nghiên cứu
Kết luận: kết quả các nhóm được gom lần cuối: Nhóm 1 (Nhân tố nhận thức) 6 biến: NT1,
NT2, NT3, NT4, NT5, NT6. Nhóm 2 (Nhân tố chuẩn chủ quan) 5 biến: CCA1, CCQ2, CCQ3,
CCQ4, CCQ5. Nhóm 3 (Nhân tố chiêu thị xanh) 5 biến: CTX1, CTX2, CTX3, CTX4, CTX5.
Nhóm 4 (Nhân tố giá sản phẩm xanh) 4 biến: GSF1. GSF2, GSF3, GSF4. Nhóm 5 (Nhân tố
thương hiệu) 4 biến: TH1, TH2, TH3, TH4. Nhóm 6 (Nhân tố chính phủ) 4 biến: CP1, CP2,
CP3, CP4.
2139
- Bảng 3. Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính đa biến
Sai số Change Statistics
Mô Hệ số Hệ số R2 hiệu Durbin-
2
chuẩn ước Hệ số R 2
Hệ số F Bậc tự Bậc tự Sig. F sau
hình l R R chỉnh Watson
lượng sau khi đổi sau đổi do 1 do 2 khi đổi
1 .818a .669 .661 .38519 .669 82.917 6 246 .000 1.861
a. Biến độc lập (hằng số): CP, CCQ, GSF, TH, NT, CTX.
b Biến phụ thuộc: Y.
Nguồn: phân tích dữ liệu của tác giả nghiên cứu
Hệ số R2 là 0.669, nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính xây dựng phù hợp với dữ liệu 66.9%.
Các phần còn lại do sai số và các nhân tố khác. Kiểm định Durbin-Watson = 1.861 trong
khoảng [1;3] nên không có hiện tượng của các tương quan phần dư. (Bảng 3)
Bảng 4. Các thông số thống kê trong mô hình hồi quy
Hệ số Beta chưa chuẩn Hệ số Thống kê đa cộng
Mô hình hóa chuẩn t Sig. tuyến
B Sai số chuẩn Beta Tolerance VIF
1 (Hằng số) .428 .144 2.979 .003
NT .155 .037 .183 4.159 .000 .692 1.445
CCQ .153 .034 .191 4.462 .000 .734 1.363
CTX .128 .040 .156 3.176 .002 .557 1.795
GSF .146 .032 .195 4.490 .000 .715 1.399
TH .141 .037 .183 3.819 .000 .585 1.711
CP .205 .040 .244 5.077 .000 .583 1.716
a. Biến phụ thuộc: Y.
Nguồn: phân tích dữ liệu của tác giả nghiên cứu
Qua Bảng 4, ta thấy tất cả các trị số Sig. của NT, CCQ, CTX, GSF, TH, CP đều < 0.05. Do
vậy mối quan hệ giữa các biến có ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, hệ số VIF của các hệ số Beta
đều 0.5 cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra.
Phương trình hồi quy tuyến tính đa biến: hành vi tiêu dùng xanh = 0.428 + 0.155 Nhận thức
+ 0.153 Chuẩn chủ quan + 0.128 Chiêu thị xanh + 0.146 Giá sản phẩm xanh + 0.141
Thương hiệu + 0.205 Vai trò của Chính phủ.
Kết quả ở Bảng 4 cho ta thấy, 6 nhân tố đều có ảnh hưởng đến hành vi tiêu dùng xanh.
Nhân tố vai trò của chính phủ có ảnh hưởng lớn nhất (Beta = 0.244), sau đó là nhân tố nhận
thức (Beta = 0.155), chuẩn chủ quan (Beta = 0.153), giá sản phẩm (Beta = 0.146), thương
hiệu (Beta = 0.141), chiêu thị xanh (Beta = 0.128).
2140
- 4 KIẾN NGHỊ
Nhân tố vai trò Chính phủ được quan tâm nhiều nhất nên Nhà nước cần xây dựng và hoàn
thiện khung pháp lý, chính sách về tiêu dùng xanh sao cho đồng bộ, nhất quán. Đưa ra các
chính sách khuyến khích sản xuất, đẩy mạnh xanh hóa sản xuất. Chẳng hạn như giảm thuế
đối với các doanh nghiệp có sản xuất xanh, đưa việc sản xuất xanh vào chỉ tiêu phấn đấu
cho các giải thưởng vinh danh doanh nghiệp Việt Nam. Đồng thời, đẩy mạnh công tác tuyên
truyền nâng cao nhận thức của người dân về ý nghĩa, tầm quan trọng của tiêu dùng xanh
đối với môi trường sống và sức khỏe bằng cách đưa các kiến thức về tiêu dùng xanh vào bài
giảng các môn xã hội cho học sinh nhằm giáo dục ý thức, thêm vào đó bằng sự ảnh hưởng
từ mạng xã hội tích cực tuyên truyền đến cho thế hệ trẻ vì nhân tố nhận thức được quan
tâm thứ hai. Từ đó chúng ta có thể dùng sức ảnh hưởng của những người đã tiêu dùng sản
phẩm nêu lên quan điểm cảm nhận của bản thân, lan tỏa đến mọi người xung quanh là kiến
nghị cho nhân tố chuẩn chủ quan được quan tâm thứ ba. Doanh nghiệp nên triển khai
những chính sách khuyến mãi, đẩy mạnh chất lượng và giá cả cạnh tranh trên thị trường. Để
định giá sản phẩm thấp hơn, doanh nghiệp cần nâng cấp quy trình sản xuất của mình, tìm
nguồn cung ứng nguyên liệu sạch mua với số lượng cao, kết hợp cùng chiến lược chiêu thị
cho người tiêu dùng thấy rằng họ nhận được nhiều giá trị khi mua sản phẩm. Vận động cộng
đồng doanh nghiệp cam kết thực hiện bảo vệ môi trường và cho ra thị trường những sản
phẩm xanh, sạch, an toàn, chất lượng tạo nên những thương hiệu sạch. Là kiến nghị cho
nhân tố giá sản phẩm xanh và thương hiệu. Nhân tố chiêu thị xanh là nhân tố được quan
tâm ít hơn các nhân tố còn lại. Tuy nhiên, các doanh nghiệp cần đẩy mạnh quảng cáo đăng
tin trên các diễn đàn về tiêu dùng xanh cũng như đưa ra những cách tiếp thị quảng cáo độc
đáo sản phẩm xanh thu hút người tiêu dùng.
TÀI LIỆU KHAM KHẢO
[1] Ajzen. (1991). Predicting dishonest actions using the theory of planned behavior.
Journal of Research in Personality.
[2] Boztepe, A. (2012). Green marketing and its impact on consumer buying behavior.
[3] Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc. (2011). Phân tích dữ liệu nghiên cứu với
Spss - Tập 1. NXB. Hồng Đức.
[4] Linh, H. T. (2013). Marketing xanh và các tác động của nó đến hành vi tiêu dùng:
nghiên cứu trên sản phẩm túi thân thiện môi trường tại tỉnh Long An. Trường Đại học
Kinh tế Tp. Hồ Chí Minh.
[5] Maheshwari, S. P. (2014). Awareness of Green Marketing and Its Influence on Buying
Behavior of Consumers: Special Reference to Madhya Pradesh, India. AIMA Journal of
Management & Research.
[6] Yeonshin Kim and Sejung Marina Choi. (2005). Antecedents of Green Purchase
Behavior: an Examination of Collectivism, Environmental Concern, and Pce. Advances
in Consumer Research Volume 32.
2141
nguon tai.lieu . vn
