Các nhân tố ảnh hưởng đến ý định tham gia chương trình bù đắp carbon tự nguyện: Vai trò điều tiết của kiến thức môi trường

Dương Quỳnh Nga

Bùi Viết Thanh Vy (Tác giả liên hệ)

Email: [email protected]

Nguyễn Đình Thế Anh, Trần Hữu Vinh, Nguyễn Khánh Linh

Học viện Hàng không Việt Nam

Tóm tắt

Nghiên cứu này tìm hiểu các yếu tố chi phối quyết định tham gia chương trình bù đắp carbon tự nguyện (VCO) của người tiêu dùng tại Việt Nam, sử dụng khung lý thuyết hành vi có kế hoạch (TPB) mở rộng. Ngoài 3 thành phần nền tảng của TPB (gồm Thái độ, Chuẩn mực chủ quan và Kiểm soát hành vi cảm nhận), mô hình tích hợp thêm Chuẩn mực cá nhân như biến dự báo độc lập và Kiến thức môi trường như biến điều tiết. Dữ liệu thu thập từ 320 người trưởng thành cho thấy Thái độ, Chuẩn chủ quan và Chuẩn mực cá nhân có tác động thuận chiều, có ý nghĩa thống kê đến Ý định tham gia VCO. Ngược lại, Kiểm soát hành vi cảm nhận không phát huy vai trò đáng kể, còn Kiến thức môi trường không điều chỉnh được bất kỳ mối liên hệ nào trong mô hình. Những phát hiện này mở ra hướng can thiệp mang tính thực tiễn cho các bên liên quan trong lĩnh vực khí hậu và tiêu dùng bền vững.

Từ khóa: Bù đắp carbon tự nguyện, ý định hành vi, TPB, chuẩn mực cá nhân, kiến thức môi trường

Abstract

This study examines the factors influencing Vietnamese consumers’ intention to participate in voluntary carbon offsetting (VCO) programs using an extended Theory of Planned Behavior (TPB) framework. In addition to the three core TPB constructs-attitude, subjective norms, and perceived behavioral control-the model incorporates personal norms as an independent predictor and environmental knowledge as a moderating variable. Based on survey data from 320 adults, the results show that attitude, subjective norms, and personal norms have positive and statistically significant effects on VCO participation intention. In contrast, perceived behavioral control has no significant effect, while environmental knowledge does not moderate any of the relationships in the model. These findings provide practical implications for stakeholders seeking to promote climate action and sustainable consumption in Viet Nam.

Keywords: Voluntary carbon offsetting, behavioral intention, TPB, personal norms, environmental knowledge

GIỚI THIỆU

Tốc độ gia tăng phát thải khí nhà kính toàn cầu đang đặt ra áp lực chưa từng có lên hệ sinh thái và sinh kế con người. Trong bối cảnh đó, thị trường carbon tự nguyện nổi lên như một cơ chế bổ sung quan trọng, cho phép cá nhân và doanh nghiệp chủ động trung hòa dấu chân carbon thông qua việc tài trợ cho các dự án hấp thụ hoặc giảm phát thải - từ phục hồi rừng nguyên sinh đến triển khai bếp đun tiết kiệm năng lượng tại các cộng đồng nghèo (Bryman và Bell, 2011). Tuy nhiên, bất chấp sự tăng trưởng nhanh của thị trường này, tỷ lệ tham gia của người tiêu dùng cá nhân vẫn ở mức thấp, nhất là tại các quốc gia đang phát triển - nơi nhận thức công cộng về chương trình bù đắp carbon tự nguyện (VCO) còn mỏng và các nghiên cứu hành vi về chủ đề này còn khan hiếm.

Tại COP26, Việt Nam đã cam kết đạt mức phát thải ròng bằng 0 vào năm 2050 và đang tích cực xây dựng thị trường carbon nội địa, nhưng mức độ tham gia vào các chương trình VCO tự nguyện của người dân vẫn rất hạn chế. Khoảng trống này đặt ra câu hỏi rằng: Điều gì thúc đẩy hay cản trở ý định tham gia VCO của người tiêu dùng Việt Nam? Nghiên cứu được thực hiện nhằm trả lời câu hỏi này.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU

Khung lý thuyết nền tảng

Lý thuyết hành vi có kế hoạch - TPB (Ajzen, 1991) - phát triển từ Lý thuyết hành động hợp lý của Fishbein và Ajzen (1975) - xác định ý định hành vi là hàm của 3 tiền tố nhận thức: Thái độ phản ánh phán xét chủ quan về mức độ hấp dẫn của hành vi; Chuẩn mực chủ quan biểu thị áp lực chuẩn mực từ môi trường xã hội quan trọng; Kiểm soát hành vi cảm nhận đo lường sự tự tin của cá nhân vào năng lực thực thi - bao gồm cả nguồn lực nội tại lẫn điều kiện bên ngoài thuận lợi.

Với khả năng giải thích phương sai ý định ở mức trung bình 39% trên nhiều lĩnh vực (Armitage và Conner, 2001), TPB được ứng dụng rộng rãi trong nghiên cứu hành vi thân thiện môi trường. Song, khung lý thuyết này gặp phải chỉ trích khi áp dụng vào bối cảnh hành vi mang tính đạo đức, nơi nghĩa vụ đạo đức nội tâm - không thể quy về áp lực xã hội bên ngoài - đóng vai trò dẫn dắt quan trọng (Arvola và cộng sự, 2008). Từ nhận diện này, nghiên cứu tích hợp Chuẩn mực cá nhân từ Mô hình kích hoạt chuẩn mực (NAM) của Schwartz (1977) và Kiến thức môi trường như biến điều tiết nhận thức.

Mô hình nghiên cứu được đề xuất như Hình 1.

Hình 1: Mô hình nghiên cứu

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp dựa trên Ajzen (1991) và Schwartz (1977)

Phát triển giả thuyết

Thái độ và ý định tham gia VCO

Thái độ phản ánh sự đánh giá tổng thể - tốt hay xấu, đáng mong muốn hay không - của cá nhân đối với một hành vi. Khi người tiêu dùng nhìn nhận VCO là phương tiện hữu ích để giảm thiểu tác hại môi trường và đóng góp vào mục tiêu khí hậu chung, họ hình thành nền tảng tâm lý thuận lợi cho ý định hành động. Bằng chứng thực nghiệm từ các thị trường tiêu dùng xanh đều nhất quán xác nhận mối liên hệ dương chiều mạnh này (Paul và cộng sự, 2016; Yadav và Pathak, 2016). Từ đó, giả thuyết được đề xuất:

H1: Thái độ (ATT) tác động thuận chiều và có ý nghĩa thống kê đến Ý định tham gia VOC (PI).

Chuẩn mực chủ quan và ý định tham gia VCO

Quyết định tham gia VCO không xảy ra trong “chân không xã hội”. Tại một xã hội có định hướng tập thể mạnh như Việt Nam, quan điểm và hành vi của các nhóm tham chiếu - gia đình, đồng nghiệp, cộng đồng mạng - có trọng lượng đáng kể trong việc định hướng lựa chọn cá nhân (Teng và Wang, 2015). Khi những người có ảnh hưởng xung quanh tán đồng hoặc thực hành bù đắp carbon, chuẩn mực xã hội ủng hộ VCO được thiết lập và lan tỏa (Aertsens và cộng sự, 2009). Từ đó, giả thuyết được đề xuất:

H2: Chuẩn mực chủ quan (SN) tác động thuận chiều và có ý nghĩa thống kê đến Ý định tham gia VOC (PI).

Kiểm soát hành vi cảm nhận và ý định tham gia VCO

Kiểm soát hành vi cảm nhận nắm bắt nhận thức của cá nhân về tính khả thi của hành vi - liệu họ có đủ tài chính, hiểu biết và điều kiện thực tế để đăng ký tham gia VCO hay không. Rào cản về tính phức tạp của quy trình hay chi phí không rõ ràng có thể làm suy giảm việc kiểm soát hành vi cảm nhận và từ đó kéo yếu ý định (Chen, 2007). Từ đó, giả thuyết được đề xuất:

H3: Kiểm soát hành vi cảm nhận (PBC) tác động thuận chiều và có ý nghĩa thống kê đến Ý định tham gia VOC (PI).

Chuẩn mực cá nhân và ý định tham gia VCO

Khác với Chuẩn mực chủ quan (SN) xuất phát từ kỳ vọng bên ngoài, Chuẩn mực cá nhân (PN) là nghĩa vụ tự áp đặt từ bên trong - cảm giác bắt buộc về mặt đạo đức phải hành động theo giá trị của bản thân. Cá nhân tin rằng mình có trách nhiệm với thế hệ tương lai và với môi trường sống chung sẽ trải nghiệm một lực kéo nội tâm mạnh hơn về phía hành vi thân thiện khí hậu (Onwezen và cộng sự, 2013). Từ đó, giả thuyết được đề xuất:

H4: Chuẩn mực cá nhân (PN) tác động thuận chiều và có ý nghĩa thống kê đến Ý định tham gia VOC (PI).

Vai trò điều tiết của Kiến thức môi trường

Kiến thức môi trường (EK) phản ánh mức độ am hiểu chính xác về các quá trình sinh thái, chu trình carbon và hệ quả môi trường của các lựa chọn tiêu dùng. Người có vốn kiến thức môi trường phong phú hơn sẽ có khả năng kết nối thái độ và đạo đức với ý định cụ thể cao hơn - vì họ hiểu rõ hơn tại sao và như thế nào VCO tạo ra sự khác biệt (Ellen, 1994; Mostafa, 2007). Trên cơ sở đó, nghiên cứu đề xuất giả thuyết:

H5: Kiến thức môi trường (EK) điều tiết dương chiều mối quan hệ giữa Thái độ (ATT), Chuẩn mực chủ quan (SN), Kiểm soát hành vi cảm nhận (PBC), Chuẩn mực cá nhân (PN) và Ý định tham gia VOC (PI).

Bảng 1: Hệ thống giả thuyết nghiên cứu

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Thiết kế và mẫu

Đơn vị phân tích là người trưởng thành (từ 18 tuổi) đang sinh sống tại Việt Nam và có ít nhất một lần tiếp xúc với chủ đề biến đổi khí hậu hoặc thị trường tín chỉ carbon. Bảng hỏi được phổ biến qua các cộng đồng kỹ thuật số xoay quanh lối sống có trách nhiệm, tài chính xanh và tăng trưởng bền vững - tiếp cận kết hợp giữa lấy mẫu có chủ đích và kỹ thuật mạng lưới lan truyền. Ngưỡng cỡ mẫu tối thiểu 300 phiếu được neo vào tiêu chí 10 quan sát trên mỗi tham số ước lượng của SEM (Hair và cộng sự, 2014). Sau khi sàng lọc, 320 trong số 350 phiếu thu về đủ điều kiện đưa vào phân tích (tỷ lệ 91,4%). Cơ cấu mẫu: nữ 55,6%; nhóm 25-40 tuổi 62,8%; người có trình độ từ đại học trở lên 78,1%.

Đo lường

Mỗi biến tiềm ẩn được vận hành hóa qua 3 chỉ báo phản ánh bậc một, được chuyển ngữ từ thang đo gốc tiếng Anh sang tiếng Việt theo quy trình dịch song song có kiểm định - 2 chuyên gia dịch độc lập, sau đó hội thảo để đồng thuận về tương đương ngữ nghĩa. Người tham gia bày tỏ mức độ đồng ý trên thang 5 điểm, từ phản đối hoàn toàn (1) đến đồng ý hoàn toàn (5). Bộ chỉ báo được kiểm tra sơ bộ trên 40 tình nguyện viên nhằm phát hiện vấn đề về độ rõ ràng và tính nhất quán trước khi phát hành rộng.

Bảng 2: Thang đo đo lường các cấu trúc trong mô hình

Nguồn: Điều chỉnh từ Ajzen (1991), Arvola và cộng sự (2008), Fryxell và Lo (2003), Zeithaml và cộng sự (1996)

Chiến lược phân tích

Phân tích tuân theo kiến trúc 2 giai đoạn của Anderson và Gerbing (1988). Giai đoạn đo lường dùng CFA (AMOS 24) để kiểm chứng 4 điều kiện: (i) hệ số tải chuẩn hóa > 0,7; (ii) Cronbach's α và CR > 0,7; (iii) AVE > 0,5; (iv) căn bậc hai AVE lớn hơn tương quan ngoại khối và HTMT < 0,85. Giai đoạn cấu trúc ước lượng các hệ số đường dẫn bằng ML. Với H5, các số hạng tương tác EK × (ATT, SN, PBC, PN) được tính từ điểm số chuẩn hóa z, đưa vào mô hình đầy đủ và đánh giá qua 5.000 vòng lặp bootstrap (Preacher và Hayes, 2008).

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Kiểm định mô hình đo lường

Kết quả CFA xác lập mức khớp mô hình đạt yêu cầu: χ²/df = 2,18; CFI = 0,961; TLI = 0,956; RMSEA = 0,061; SRMR = 0,049. Mọi hệ số tải chuẩn hóa đều vượt ngưỡng 0,70 và có ý nghĩa thống kê (p < 0,001), xác lập tính đơn hướng. Độ tin cậy tổng hợp tốt với Cronbach's α từ 0,814 đến 0,882, CR từ 0,843 đến 0,904, và AVE từ 0,568 đến 0,681 - đều trên ngưỡng chuẩn 0,70/0,70/0,50 tương ứng (Hair và cộng sự, 2014). Phân biệt giá trị được kiểm chứng kép: căn AVE của mỗi cấu trúc vượt trội tương quan liên cấu trúc (Fornell-Larcker) và không có tỷ số HTMT nào vượt 0,85 (Henseler và cộng sự, 2015). Kiểm định Harman cho thấy nhân tố đầu tiên chỉ giải thích 23,1% tổng phương sai, bác bỏ lo ngại về sai lệch phương pháp chung.

Hình 2: Kết quả mô hình đo lường

Nguồn: Kết quả chạy từ SmartPLS4

Kiểm định mô hình cấu trúc

Mô hình cấu trúc khớp tốt với dữ liệu: χ²/df = 2,31; CFI = 0,954; TLI = 0,949; RMSEA = 0,064; SRMR = 0,053. Điểm nổi bật là R² = 0,888 - bốn biến dự báo cùng nhau giải thích gần 89% phương sai của ý định, con số hiếm gặp trong các nghiên cứu hành vi tiêu dùng. Bảng 3 trình bày đầy đủ các hệ số ước lượng và kết quả điều tiết.

Bảng 3: Kết quả kiểm định mô hình cấu trúc và phân tích điều tiết

Nguồn: Kết quả phân tích bằng AMOS 24; N bootstrap = 5.000

Thái độ (ATT) dẫn đầu về sức mạnh dự báo (β = 0,406; p < 0,001), khẳng định H1. Chuẩn mực chủ quan (SN: β = 0,168; p < 0,001) và Chuẩn mực cá nhân (PN: β = 0,165; p < 0,001) đều đạt ý nghĩa thống kê, ủng hộ H2 và H4. Trong khi đó, PBC có hệ số gần bằng 0 (β = 0,027; p > 0,05), bác bỏ H3. Bốn số hạng tương tác của EK đều không vượt ngưỡng ý nghĩa - hệ số dao động từ -0,086 đến 0,052 với p từ 0,134 đến > 0,05 - dẫn đến bác bỏ H5.

Thảo luận

Hệ số dự báo mạnh nhất thuộc về Thái độ (β = 0,406), củng cố quan điểm rằng Ý định tham gia VCO trước hết là kết quả của quá trình đánh giá giá trị - người tiêu dùng cân nhắc xem liệu hành động bù đắp carbon có đáng làm và có tạo ra khác biệt thực sự không. Phát hiện này gợi ý rằng chiến lược truyền thông hiệu quả nhất không phải là cung cấp thêm số liệu kỹ thuật, mà là làm cho tác động cụ thể và hữu hình hơn - chẳng hạn quy đổi mỗi tấn CO₂ bù đắp thành số héc-ta rừng được bảo vệ hay số hộ gia đình được tiếp cận năng lượng sạch.

Tác động có ý nghĩa của Chuẩn mực chủ quan phản ánh đặc điểm văn hóa của một xã hội nơi ranh giới giữa lựa chọn cá nhân và kỳ vọng cộng đồng không hoàn toàn tách biệt. Tại Việt Nam, khi hành vi tiêu dùng có trách nhiệm được tán đồng bởi mạng lưới xã hội gần gũi, nó dần chuyển thành chuẩn mực hiển nhiên hơn là lựa chọn ngoại lệ. Các tổ chức muốn mở rộng tham gia VCO vì vậy nên đầu tư vào chiến lược lan tỏa qua mạng lưới người ảnh hưởng và các cộng đồng nghề nghiệp, thay vì chỉ dựa vào truyền thông đại chúng một chiều.

Chuẩn mực cá nhân - dù có hệ số nhỏ hơn ATT - vẫn đạt ý nghĩa thống kê và gợi ra chiều kích đạo đức trong hành vi khí hậu. Kết quả này tương thích với tích hợp NAM-TPB của Arvola và cộng sự (2008), nhưng cũng lưu ý một điều quan trọng: PN tuy hiện diện nhưng không đủ mạnh để một mình kéo người tiêu dùng đến quyết định tham gia nếu thiếu thái độ tích cực nền tảng.

Việc PBC không có tác động đáng kể là phát hiện bất ngờ, song có thể lý giải theo 2 hướng. Một mặt, VCO tại Việt Nam hiện nay chủ yếu được cung cấp bởi các nền tảng kỹ thuật số với quy trình đơn giản, khiến rào cản thực tế không đủ lớn để tạo sự khác biệt. Mặt khác, với 78,1% mẫu có học vấn đại học trở lên - nhóm có năng lực nhận thức và tài chính tương đối tốt - nhận thức về kiểm soát hành vi có thể không còn là yếu tố phân hóa ý định trong nhóm này.

Kết quả không có ý nghĩa của EK như biến điều tiết là đóng góp lý thuyết quan trọng nhất của nghiên cứu. Các lý thuyết truyền thống giả định rằng tri thức sinh thái là “chất khuếch đại” - khuếch đại tác động của thái độ và đạo đức lên hành vi. Song tại bối cảnh này, điều đó không xảy ra: người hiểu biết nhiều về phát thải carbon không khác biệt với người hiểu ít hơn về mức độ chuyển hóa thái độ thành ý định hành động. Phát hiện này hướng các nhà quản lý ra khỏi khuôn mẫu “giáo dục trước, hành động sau” và về phía các cách tiếp cận dựa trên cảm xúc, bản sắc và cam kết đạo đức công khai.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý

Nghiên cứu này cung cấp bằng chứng thực nghiệm đầu tiên về các tiền tố tâm lý-xã hội của Ý định tham gia VCO tại Việt Nam - một bối cảnh còn hiếm được khám phá trong tài liệu về hành vi khí hậu. Mô hình mở rộng TPB với R² = 88,8% cho thấy: thái độ, chuẩn mực xã hội và đạo đức cá nhân là 3 trụ cột của ý định tham gia; kiểm soát hành vi và kiến thức môi trường không đóng vai trò phân hóa trong mẫu nghiên cứu. Điểm đột phá lý thuyết là việc EK hoàn toàn không điều tiết - đặt câu hỏi về giả định được mặc nhiên chấp nhận rằng nâng cao nhận thức môi trường sẽ tự động dẫn đến hành động mạnh mẽ hơn.

Với các nhà cung cấp dịch vụ VCO và tổ chức phi chính phủ, 3 hướng can thiệp ưu tiên được gợi ý. Trước hết, nội dung truyền thông nên chuyển từ ngôn ngữ kỹ thuật sang ngôn ngữ tác động: thay vì nói “1 tấn CO₂”, hãy nói “tương đương tiêu thụ điện của 120 hộ gia đình trong một tháng”. Tiếp theo, thiết kế các cơ chế “hiệu ứng mạng” - chẳng hạn tính năng chia sẻ chứng nhận bù đắp carbon trên mạng xã hội - để biến hành động cá nhân thành tín hiệu chuẩn mực. Cuối cùng, kích hoạt PN thông qua các thông điệp đặt ra câu hỏi về di sản và trách nhiệm: “Thế hệ sau sẽ nhìn lại quyết định hôm nay của bạn như thế nào?”

Với nhà hoạch định chính sách, kết quả nghiên cứu ủng hộ việc tích hợp cam kết VCO vào các chương trình ESG doanh nghiệp và trách nhiệm xã hội - khai thác ảnh hưởng chuẩn mực từ môi trường làm việc. Cùng với đó, cần xây dựng hệ thống chứng nhận carbon minh bạch, dễ kiểm chứng, để củng cố lòng tin và thái độ tích cực - nền tảng không thể thiếu cho ý định tham gia.

Thiết kế cắt ngang không cho phép suy luận nhân quả theo thời gian; nghiên cứu theo dọc sẽ làm sáng tỏ hơn cơ chế chuyển đổi từ ý định sang hành vi thực sự. Mẫu đô thị, học vấn cao hạn chế khả năng khái quát hóa. Các nghiên cứu tiếp theo có thể mở rộng sang nhóm dân cư nông thôn, kiểm định vai trò của hoài nghi về tính hiệu quả của VCO, và khám phá liệu cam kết công khai hay khích lệ tài chính có làm gia tăng tỷ lệ chuyển đổi từ ý định sang hành động hay không.

Tài liệu tham khảo:

1. Aertsens, J., Verbeke, W., Mondelaers, K., & Van Huylenbroeck, G. (2009). Personal determinants of organic food consumption: A review. British Food Journal, 111(10), 1140-1167. https://doi.org/10.1108/00070700910992961

2. Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(2), 179-211. https://doi.org/10.1016/0749-5978(91)90020-T

3. Anderson, J. C., & Gerbing, D. W. (1988). Structural equation modeling in practice: A review and recommended two-step approach. Psychological Bulletin, 103(3), 411-423. https://doi.org/10.1037/0033-2909.103.3.411

4. Armitage, C. J., & Conner, M. (2001). Efficacy of the theory of planned behaviour: A meta-analytic review. British Journal of Social Psychology, 40(4), 471-499. https://doi.org/10.1348/014466601164939

5. Arvola, A., Vassallo, M., Dean, M., Lampila, P., Saba, A., Lähteenmäki, L., & Shepherd, R. (2008). Predicting intentions to purchase organic food: The role of affective and moral attitudes in the Theory of Planned Behaviour. Appetite, 50(2-3), 443-454. https://doi.org/10.1016/j.appet.2007.09.010

6. Bryman, A., & Bell, E. (2011). Business research methods (3rd ed.). Oxford University Press.

7. Chen, M. F. (2007). Consumer attitudes and purchase intentions in relation to organic foods in Taiwan: Moderating effects of food-related personality traits. Food Quality and Preference, 18(7), 1008-1021. https://doi.org/10.1016/j.foodqual.2007.04.004

8. Ellen, P. S. (1994). Do we know what we need to know? Objective and subjective knowledge effects on pro-ecological behaviors. Journal of Business Research, 30(1), 43-52. https://doi.org/10.1016/0148-2963(94)90067-1

9. Fishbein, M., & Ajzen, I. (1975). Belief, attitude, intention, and behavior: An introduction to theory and research. Addison-Wesley.

10. Fornell, C., & Larcker, D. F. (1981). Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39-50. https://doi.org/10.1177/002224378101800104

11. Fryxell, G. E., & Lo, C. W. H. (2003). The influence of environmental knowledge and values on managerial behaviours on behalf of the environment. Journal of Business Ethics, 46(1), 45-69. https://doi.org/10.1023/A:1024773012398

12. Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2014). Multivariate data analysis (7th ed.). Pearson.

13. Henseler, J., Ringle, C. M., & Sarstedt, M. (2015). A new criterion for assessing discriminant validity in variance-based structural equation modeling. Journal of the Academy of Marketing Science, 43(1), 115-135. https://doi.org/10.1007/s11747-014-0403-8

14. Mostafa, M. M. (2007). Gender differences in Egyptian consumers' green purchase behaviour: The effects of environmental knowledge, concern and attitude. International Journal of Consumer Studies, 31(3), 220-229. https://doi.org/10.1111/j.1470-6431.2006.00523.x

15. Onwezen, M. C., Antonides, G., & Bartels, J. (2013). The Norm Activation Model: An exploration of the functions of anticipated pride and guilt in pro-environmental behaviour. Journal of Economic Psychology, 39, 141-153. https://doi.org/10.1016/j.joep.2013.07.005

16. 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

17. Preacher, K. J., & Hayes, A. F. (2008). Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models. Behavior Research Methods, 40(3), 879-891. https://doi.org/10.3758/BRM.40.3.879

18. Schwartz, S. H. (1977). Normative influences on altruism. In L. Berkowitz (Ed.), Advances in experimental social psychology (Vol. 10, pp. 221-279). Academic Press. https://doi.org/10.1016/S0065-2601(08)60358-5

19. Teng, C. C., & Wang, Y. M. (2015). Decisional factors driving organic food consumption. British Food Journal, 117(3), 1066-1081. https://doi.org/10.1108/BFJ-08-2013-0210

20. Yadav, R., & Pathak, G. S. (2016). Intention to purchase organic food among young consumers: Evidences from a developing nation. Appetite, 96, 122-128. https://doi.org/10.1016/j.appet.2015.09.017

21. Zeithaml, V. A., Berry, L. L., & Parasuraman, A. (1996). The behavioral consequences of service quality. Journal of Marketing, 60(2), 31-46. https://doi.org/10.1177/002224299606000203