Các yếu tố tác động đến ý định tẩy chay thương hiệu thời trang nhanh của Gen Z tại TP. Hồ Chí Minh

Phạm Hương Diên

Phạm Tùng Lâm (Tác giả liên hệ)

Email: [email protected]

Trường Đại học Ngân hàng TP. Hồ Chí Minh

Tóm tắt

Nghiên cứu xem xét cách nhận thức của người tiêu dùng về những hành vi thiếu trách nhiệm của doanh nghiệp có thể dẫn đến ý định tẩy chay thương hiệu thời trang nhanh trong nhóm Gen Z tại TP. Hồ Chí Minh. Nghiên cứu tập trung vào 2 yếu tố cảm xúc: Cảm giác tội lỗi dự kiến và Sự phẫn nộ đạo đức. Kết quả cho thấy, Cảm giác tội lỗi dự kiến có vai trò trung gian mạnh hơn Sự phẫn nộ đạo đức. Tuy nhiên, Nhận thức về trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp cũng tác động trực tiếp đến Ý định tẩy chay, cho thấy quyết định của người tiêu dùng không chỉ xuất phát từ cảm xúc mà còn từ chính nhận thức của họ về doanh nghiệp. Kết quả gợi ý rằng, doanh nghiệp thời trang cần quan tâm hơn đến trách nhiệm xã hội, môi trường và đạo đức kinh doanh để duy trì niềm tin của người tiêu dùng trẻ. Nghiên cứu phản ánh nhận thức và phản ứng của người tham gia khảo sát, không nhằm xác minh tính đúng sai của các cáo buộc cụ thể đối với thương hiệu được nghiên cứu.

Từ khoá: Ý định tẩy chay, trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp, tội lỗi dự kiến, phẫn nộ đạo đức, thế hệ Z

Abstract

This study examines how consumers’ perceptions of corporate irresponsibility may lead to intentions to boycott fast-fashion brands among Generation Z consumers in Ho Chi Minh City. It focuses on two emotional factors: anticipated guilt and moral outrage. The results show that anticipated guilt plays a stronger mediating role than moral outrage. However, perceived corporate social responsibility also directly influences boycott intentions, indicating that consumer decisions stem not only from emotions but also from their perceptions of companies. The findings suggest that fashion businesses should pay greater attention to social and environmental responsibility and business ethics to maintain the trust of young consumers. The study reflects the perceptions and responses of survey participants and does not seek to verify the truth or falsity of specific allegations against the brand under investigation.

Keywords: Boycott intentions, corporate social responsibility, anticipated guilt, moral outrage, Generation Z

GIỚI THIỆU

Trong bối cảnh truyền thông số lan truyền nhanh các tranh luận về trách nhiệm doanh nghiệp, người tiêu dùng ngày càng chú ý đến tác động môi trường, điều kiện lao động và tính minh bạch của chuỗi cung ứng.

Tại Việt Nam, Gen Z quan tâm hơn đến các khía cạnh môi trường, đạo đức và tính bền vững của thời trang (Le và cộng sự, 2022; Ngo và cộng sự, 2024; Tran và cộng sự, 2022), đồng thời sẵn lòng chi trả cao hơn cho trang phục có nhãn sinh thái đáng tin cậy (Pham và cộng sự, 2020). Tuy nhiên, nghiên cứu trong nước chủ yếu tập trung vào tiêu dùng xanh và ý định mua sản phẩm bền vững, trong khi cơ chế chuyển từ nhận thức về trách nhiệm xã hội của doanh nghiệp theo hướng tiêu cực (PCSIR) sang ý định tẩy chay vẫn chưa được làm rõ. Các nghiên cứu cho thấy, nhận thức về PCSIR có thể dẫn đến đánh giá tiêu cực, tránh né, truyền miệng tiêu cực và tẩy chay (Wagner và cộng sự, 2008; Swaen và cộng sự, 2021; Valor và cộng sự, 2022), trong đó cảm giác tội lỗi và sự phẫn nộ đạo đức có thể liên kết đánh giá đạo đức với hành vi tiêu dùng (Antonetti và Maklan, 2016; Tangney và cộng sự, 2007), nhưng thường được nghiên cứu riêng biệt. Vì vậy, nghiên cứu này xem xét mối quan hệ giữa PCSIR và ý định tẩy chay, đồng thời kiểm định vai trò trung gian và sức giải thích tương đối của cảm giác tội lỗi dự kiến và sự phẫn nộ đạo đức đối với Gen Z tại TP. Hồ Chí Minh. Nghiên cứu đóng góp bằng chứng cho lĩnh vực hành vi người tiêu dùng, quản trị thương hiệu và truyền thông bền vững. Việc lựa chọn một thương hiệu đại diện trong bài chỉ nhằm xác định bối cảnh thực nghiệm, không hàm ý phán xét độc lập về doanh nghiệp.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Cơ sở lý thuyết

PCSIR đề cập đến các hành vi hoặc thiếu sót của doanh nghiệp bị đánh giá là trái với chuẩn mực đạo đức, xã hội và trách nhiệm với các bên liên quan (Iborra và Riera, 2023). Nghiên cứu tiếp cận PCSIR như nhận thức chủ quan của người tiêu dùng về trách nhiệm xã hội và môi trường của thương hiệu (Wagner và cộng sự, 2008; Swaen và cộng sự, 2021). Nhận thức này có thể dẫn đến các phản ứng tiêu cực, bao gồm ý định tẩy chay (Valor và cộng sự, 2022). Ý định tẩy chay phản ánh mức độ sẵn sàng ngừng hoặc hạn chế mua hàng nhằm gây áp lực lên doanh nghiệp, chịu ảnh hưởng của hiệu quả hành động, áp lực xã hội và chi phí cá nhân (Friedman, 1999; Sen và cộng sự, 2001; Klein và cộng sự, 2004). Hai cơ chế cảm xúc có thể giải thích mối quan hệ này là cảm giác tội lỗi dự kiến (AG)-cảm xúc hướng vào bản thân khi cá nhân dự đoán lựa chọn tiêu dùng mâu thuẫn với giá trị cá nhân (Steenhaut và Van Kenhove, 2006; Lindenmeier và cộng sự, 2017; Zhang và cộng sự, 2021) và sự phẫn nộ đạo đức (MA), cảm xúc hướng ra bên ngoài khi cá nhân nhận thức hành vi của doanh nghiệp là bất công hoặc vi phạm chuẩn mực (Haidt, 2003; Batson và cộng sự, 2007; Antonetti và Maklan, 2016; Grappi và cộng sự, 2013).

Nghiên cứu tích hợp Mô hình Kích thích - Chủ thể - Phản ứng (S-O-R), Lý thuyết đánh giá nhận thức, Lý thuyết cảm xúc đạo đức và Lý thuyết kích hoạt chuẩn mực để giải thích cơ chế hình thành ý định tẩy chay. Theo S-O-R, PCSIR là yếu tố khởi phát, AG và MA là các trạng thái tâm lý trung gian, còn ý định tẩy chay là phản ứng hành vi (Mehrabian và Russell, 1974; Vieira, 2013). Lý thuyết đánh giá nhận thức cho rằng, cảm xúc hình thành từ cách cá nhân đánh giá sự kiện theo giá trị và chuẩn mực của mình (Lazarus, 1991). Theo đó, PCSIR có thể khơi gợi cảm giác tội lỗi dự kiến khi người tiêu dùng tự đánh giá lựa chọn tiếp tục mua hàng, hoặc sự phẫn nộ đạo đức khi họ cho rằng doanh nghiệp vi phạm chuẩn mực. Sự phân biệt này phù hợp với quan điểm xem tội lỗi là cảm xúc hướng vào bản thân (Tangney và cộng sự, 2007; Tracy và Robins, 2004), còn phẫn nộ hướng đến chủ thể bị cho là gây bất công (Rozin và cộng sự, 1999; Haidt, 2003). Đồng thời, nhận thức về hậu quả tiêu cực và trách nhiệm có thể kích hoạt chuẩn mực cá nhân, thúc đẩy hành vi phù hợp với giá trị (Schwartz, 1977). Vì vậy, cảm giác tội lỗi dự kiến và sự phẫn nộ đạo đức được xem là 2 cơ chế trung gian riêng biệt liên kết PCSIR với ý định tẩy chay.

Giả thuyết và mô hình nghiên cứu

Theo Lý thuyết đánh giá nhận thức, khi nhận thức thương hiệu vi phạm các giá trị cá nhân, người tiêu dùng dự đoán sự mâu thuẫn trong hành vi tiêu dùng và nảy sinh cảm giác tội lỗi dự kiến (Steenhaut và Van Kenhove, 2006; Zhang và cộng sự, 2021). Do đó, nghiên cứu đề xuất giả thuyết:

H1: Nhận thức tiêu cực về trách nhiệm xã hội của thương hiệu tác động tích cực đến Cảm giác tội lỗi dự kiến của người tiêu dùng Gen Z.

Hành vi thiếu trách nhiệm xã hội của thương hiệu vi phạm các chuẩn mực đạo đức chung, kích hoạt sự phẫn nộ đạo đức - một phản ứng cảm xúc tiêu cực hướng trực tiếp về phía chủ thể vi phạm (Grappi và cộng sự, 2013; Antonetti và Maklan, 2016). Do đó, nghiên cứu đề xuất giả thuyết:

H2. Nhận thức tiêu cực về trách nhiệm xã hội của thương hiệu tác động tích cực đến Sự phẫn nộ đạo đức của người tiêu dùng Gen Z.

Để giải tỏa tâm lý bất an nội tại và duy trì sự nhất quán với các giá trị đạo đức cá nhân, người tiêu dùng có xu hướng né tránh hoặc ngừng ủng hộ thương hiệu vi phạm (Steenhaut và Van Kenhove, 2006; Culiberg và cộng sự, 2023). Do đó, nghiên cứu đề xuất giả thuyết:

H3. Cảm giác tội lỗi dự kiến tác động tích cực đến Ý định tẩy chay thương hiệu của người tiêu dùng Gen Z

Là một cảm xúc hướng ra bên ngoài, sự phẫn nộ đạo đức thúc đẩy động cơ trừng phạt chủ thể vi phạm, chuyển hóa thành ý định tẩy chay nhằm tạo áp lực buộc doanh nghiệp thay đổi (Grappi và cộng sự, 2013; Valor và cộng sự, 2022). Do đó, nghiên cứu đề xuất giả thuyết:

H4: Sự phẫn nộ đạo đức tác động tích cực đến Ý định tẩy chay thương hiệu của người tiêu dùng Gen Z.

Dựa trên mô hình S-O-R (Mehrabian và Russell, 1974), nhận thức tiêu cực về CSR (Kích thích) kích hoạt cảm giác tội lỗi dự kiến (Trạng thái nội tại), từ đó thúc đẩy ý định tẩy chay (Phản ứng) như một cơ chế tự vệ đạo đức. Do đó nghiên cứu đề xuất giả thuyết:

H5a: Cảm giác tội lỗi dự kiến đóng vai trò trung gian trong mối quan hệ giữa nhận thức tiêu cực về trách nhiệm xã hội của thương hiệu và ý định tẩy chay.

Song song với cơ chế nội tại, sự phẫn nộ đạo đức đóng vai trò là cầu nối cảm xúc hướng ngoại, chuyển hóa đánh giá tiêu cực về CSR thành hành vi phản đối và trừng phạt thương hiệu (Haidt, 2003; Antonetti và Maklan, 2016). Do đó nghiên cứu đề xuất giả thuyết:

H5b: Sự phẫn nộ đạo đức đóng vai trò trung gian trong mối quan hệ giữa Nhận thức tiêu cực về trách nhiệm xã hội của thương hiệu và Ý định tẩy chay.

Bên cạnh tác động gián tiếp qua cảm xúc, đánh giá tiêu cực về sự vô trách nhiệm của thương hiệu có thể kích hoạt trực tiếp ý định tẩy chay như một công cụ thể hiện sự bất đồng và gây áp lực lên doanh nghiệp (Klein và cộng sự, 2004; Swaen và cộng sự, 2021). Do đó nghiên cứu đề xuất giả thuyết:

H6: Nhận thức tiêu cực về trách nhiệm xã hội của thương hiệu tác động tích cực đến Ý định tẩy chay của người tiêu dùng Gen Z.

Dựa trên các giả thuyết nghiên cứu trên, nhóm tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu như Hình.

Hình: Mô hình nghiên cứu

Nguồn: Nhóm tác giả đề xuất

Phương pháp nghiên cứu

Dữ liệu được thu thập bằng bảng hỏi kết hợp trực tuyến và trực tiếp, sử dụng phương pháp lấy mẫu thuận tiện phi xác suất. Đối tượng khảo sát là Gen Z tại TP. Hồ Chí Minh đã từng giao dịch, cân nhắc mua hoặc có đủ hiểu biết về thương hiệu trọng tâm để đánh giá.

Một thương hiệu thường liên quan đến tẩy chay được chọn làm thương hiệu bối cảnh thực nghiệm nhằm phân tích phản ứng của người tiêu dùng đối với một thương hiệu cụ thể. Việc lựa chọn chỉ phục vụ mục tiêu học thuật, không xác nhận hay hàm ý bất kỳ cáo buộc hoặc vi phạm pháp lý nào. Nghiên cứu đo lường nhận thức, cảm xúc và ý định hành vi chủ quan; các thuật ngữ như “vô trách nhiệm”, “sai trái” và “gây hại” phản ánh đánh giá cá nhân của người trả lời. Nghiên cứu không tiến hành điều tra pháp lý, kiểm toán doanh nghiệp hoặc xác minh độc lập các thông tin liên quan đến thương hiệu.

Trong 283 phản hồi thu thập, 17 bị loại do thiếu dữ liệu hoặc không nhận biết thương hiệu, còn 266 quan sát hợp lệ. Mẫu gồm 68% nữ; 68,8% có trình độ đại học/sau đại học; nhân viên văn phòng chiếm 36,5% và sinh viên 22,9%. Về hành vi mua, 44,4% hiếm khi mua, 29,3% thỉnh thoảng mua và 15,4% biết thương hiệu nhưng chưa từng mua. Hơn 70% có thu nhập trên 5 triệu đồng/tháng. Do sử dụng mẫu thuận tiện và thiếu khung chọn mẫu đầy đủ, kết quả không đại diện thống kê cho toàn bộ Gen Z Việt Nam (Hair và cộng sự, 2019).

SPSS 26 được sử dụng cho thống kê mô tả và kiểm định khác biệt. SmartPLS 4.0 được sử dụng để ước lượng PLS-SEM. Mô hình đo lường được đánh giá bằng các hệ số CR, AVE và HTMT; mô hình cấu trúc bằng VIF, R², f² và hệ số đường dẫn β. Cronbach's alpha và CR cần đạt tối thiểu 0,70, AVE tối thiểu 0,50 và HTMT dưới 0,85 (Hair và cộng sự, 2019; Henseler và cộng sự, 2015). Bootstrapping với 5.000 mẫu lặp được sử dụng để kiểm định các quan hệ trực tiếp và gián tiếp.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Đánh giá mô hình đo lường: độ tin cậy và giá trị hội tụ

Trước khi đánh giá mô hình cấu trúc, nghiên cứu xem xét hệ số tải ngoài (outer loading), độ tin cậy nội tại và giá trị hội tụ. Chỉ báo BI4 có hệ số tải ngoài là 0,575 nên được loại khỏi mô hình. Sau khi loại BI4, 15 chỉ báo còn lại có outer loading từ 0,750 đến 0,857, đạt ngưỡng chấp nhận được.

Bảng 1: Độ tin cậy và giá trị hội tụ

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích SmartPLS

Dữ liệu (Bảng 1) cho thấy, Cronbach’s Alpha dao động từ 0,792 đến 0,802; CR từ 0,865 đến 0,880 và AVE từ 0,616 đến 0,709. Các giá trị đều đáp ứng tiêu chí đánh giá độ tin cậy và giá trị hội tụ được nêu trong phần phương pháp nghiên cứu.

Đánh giá giá trị phân biệt

Bảng 2: Ma trận HTMT

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích SmartPLS

Giá trị phân biệt được kiểm tra bằng tiêu chí Fornell-Larcker (Fornell và Larcker, 1981) và tỷ lệ HTMT. Trong ma trận Fornell-Larcker, căn bậc hai AVE trên đường chéo đều lớn hơn tương quan giữa cấu trúc tương ứng và các cấu trúc còn lại. Các hệ số HTMT đều dưới 0,85, trong đó giá trị lớn nhất là 0,814 (Bảng 2). Như vậy, mô hình đo lường đạt yêu cầu về giá trị phân biệt, bao gồm sự phân biệt giữa AG và MA.

Đánh giá mô hình cấu trúc

Theo dữ liệu (Bảng 3), các chỉ số VIF đều thấp hơn ngưỡng 3, cho thấy không có dấu hiệu đa cộng tuyến đáng kể giữa các biến dự báo.

Bảng 3: Đánh giá đa cộng tuyến

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích SmartPLS

Bảng 4 trình bày khả năng giải thích của mô hình qua R² và R² hiệu chỉnh. Kết quả cho thấy, PCSIR giải thích 38,4% phương sai của AG và 30,8% phương sai của MA. PCSIR, AG và MA cùng giải thích 56,8% phương sai của BI.

Bảng 4: Hệ số xác định R²

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích SmartPLS

Bảng 5 trình bày kích thước hiệu ứng f² đối với từng quan hệ trong mô hình. Kết quả phân tích cho thấy, hiệu ứng từ PCSIR đến AG (f² = 0,623) và đến MA (f² = 0,446) thuộc nhóm lớn. Đối với BI, hiệu ứng của AG (0,205) cao hơn MA (0,161), còn PCSIR có hiệu ứng trực tiếp nhỏ hơn (0,049). Đây là kích thước hiệu ứng thống kê, không phải bằng chứng xác lập quan hệ nhân quả.

Bảng 5: Kích thước hiệu ứng f²

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích SmartPLS

Kiểm định giả thuyết và tác động trực tiếp

Nghiên cứu sử dụng bootstrapping với 5.000 mẫu lặp. Kết quả (Bảng 6) cho thấy, cả 5 đường dẫn trực tiếp đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5% (p < 0,001). Các kết quả chấp nhận giả thuyết H1, H2, H3, H4 và H6.

Bảng 6: Kết quả kiểm định giả thuyết

Nguồn: Tổng hợp từ kết quả phân tích SmartPLS

Kiểm định vai trò trung gian

Kết quả kiểm định (Bảng 6) cũng cho thấy, cả 2 hiệu ứng gián tiếp đều có ý nghĩa thống kê PCSIR → AG → BI (β = 0,238; t = 6,734; p < 0,001) và PCSIR → MA → BI (β = 0,178; t = 5,694; p < 0,001)). Tổng tác động gián tiếp là 0,416, lớn hơn tác động trực tiếp từ PCSIR đến BI (0,202). Vì vậy, các tác động trực tiếp và gián tiếp đều có ý nghĩa và cùng chiều, kết quả phù hợp với cơ chế trung gian từng phần bổ sung. H5a và H5b được ủng hộ. Chênh lệch độ lớn hệ số giữa 2 đường gián tiếp chỉ là mô tả, chưa phải kết quả kiểm định sự khác biệt giữa hai hiệu ứng.

Thống kê mô tả các thang đo và khác biệt nhóm

Ở PCSIR, chỉ báo nhận thức thương hiệu không hành xử có trách nhiệm với môi trường có trung bình cao nhất (M = 4,01; SD = 0,907). Đối với AG, chỉ báo cảm thấy vô trách nhiệm khi tiếp tục ủng hộ thương hiệu đạt M = 3,80; đối với MA, chỉ báo bất bình/phẫn nộ đạt M = 3,84. Các chỉ báo BI được giữ lại có M từ 3,40 đến 3,70; cao nhất là ý định tránh mua (M = 3,70). Đây là nhận thức tự báo cáo của người tham gia khảo sát, không phải bằng chứng xác minh về hành vi thực tế của doanh nghiệp.

Kết quả kiểm định ANOVA bổ sung cho thấy, BI khác biệt theo nhóm tần suất mua (p = 0,001); điểm trung bình giảm từ 3,75 ở nhóm không mua đến 2,78 ở nhóm mua rất thường xuyên. Phát hiện này chỉ phản ánh mối liên hệ trong mẫu khảo sát, không chứng minh tần suất mua gây ra sự thay đổi ý định tẩy chay.

Thảo luận

Kết quả ủng hộ H1 và H2: PCSIR tác động tích cực đến AG (β = 0,619) và MA (β = 0,555), trong đó phản ứng hướng vào bản thân mạnh hơn về mặt thống kê. Điều này phù hợp với Lý thuyết Đánh giá nhận thức, theo đó cá nhân có thể tự đánh giá trách nhiệm của mình hoặc phán xét hành vi doanh nghiệp theo chuẩn mực đạo đức (Lazarus, 1991). Kết quả cũng bổ sung cho nghiên cứu về sự phẫn nộ đạo đức (Antonetti và Maklan, 2016) và cảm giác tội lỗi dự kiến trong quyết định tiêu dùng (Steenhaut và Van Kenhove, 2006; Lindenmeier và cộng sự, 2017; Zhang và cộng sự, 2021). Như vậy, phản ứng của Gen Z không chỉ thể hiện sự phẫn nộ với thương hiệu mà còn bao gồm sự tự đánh giá trách nhiệm cá nhân. Các kết quả này phản ánh nhận thức của người tiêu dùng, không xác nhận hành vi vô trách nhiệm thực tế của doanh nghiệp.

H3 và H4 cũng được ủng hộ khi AG (β = 0,384) và MA (β = 0,321) đều liên quan tích cực đến BI. Tác động mạnh hơn của AG phù hợp với quan điểm cho rằng cảm giác tội lỗi thúc đẩy cá nhân tránh lựa chọn trái với giá trị đạo đức (Tangney và cộng sự, 2007; Zhang và cộng sự, 2021), trong khi sự phẫn nộ hướng đến chủ thể bị cho là vi phạm chuẩn mực (Haidt, 2003; Antonetti và Maklan, 2016). Tổng tác động gián tiếp của hai cảm xúc (0,416) lớn hơn tác động trực tiếp của PCSIR lên BI (0,202), phù hợp với mô hình S-O-R (Mehrabian và Russell, 1974; Vieira, 2013) và nghiên cứu của Valor và cộng sự (2022) về vai trò của cảm xúc đạo đức trong phản ứng của người tiêu dùng.

Cả 2 hiệu ứng trung gian đều có ý nghĩa, trong khi tác động trực tiếp vẫn được duy trì, cho thấy trung gian từng phần bổ sung. Tác động gián tiếp qua AG (0,238) lớn hơn qua MA (0,178), gợi ý vai trò nổi bật hơn của cơ chế tự đánh giá trách nhiệm. Các chỉ báo BI được giữ lại chủ yếu phản ánh ý định tránh mua hoặc ngừng ủng hộ thương hiệu, thay vì tham gia tẩy chay có tổ chức. Điều này gợi ý phản ứng tiêu cực có thể biểu hiện qua việc giảm mua hoặc chuyển thương hiệu. Tuy nhiên, do nghiên cứu sử dụng dữ liệu cắt ngang và đo lường ý định thay vì hành vi thực tế, các kết quả chỉ phản ánh mối liên hệ thống kê, chưa chứng minh quan hệ nhân quả hoặc hành vi tẩy chay đã xảy ra.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý

Nghiên cứu với 266 quan sát ủng hộ cả 7 giả thuyết cho thấy, PCSIR liên quan tích cực đến Cảm giác tội lỗi dự kiến (AG), Sự phẫn nộ đạo đức (MA) và Ý định tẩy chay (BI). Cả 2 cảm xúc đều đóng vai trò trung gian, trong đó AG có tác động gián tiếp mạnh hơn MA. Kết quả bổ sung bằng chứng cho mô hình S-O-R và cho thấy ý định tẩy chay gắn với cả nhận thức tiêu cực lẫn phản ứng cảm xúc của người tiêu dùng.

Về hàm ý quản trị, doanh nghiệp thời trang nên ưu tiên cải thiện thực chất và minh bạch thông tin về môi trường, nguyên liệu và chuỗi cung ứng; đồng thời tăng cường trách nhiệm giải trình để củng cố niềm tin. Do ý định tránh mua nổi bật trong thang đo, doanh nghiệp có thể theo dõi xu hướng mua lặp lại và chuyển đổi thương hiệu để nhận diện phản ứng tiêu cực. Các hàm ý này mang tính định hướng chung, không khẳng định thương hiệu được khảo sát có vi phạm.

Tuy nhiên, nghiên cứu còn hạn chế là, do sử dụng dữ liệu cắt ngang, mẫu thuận tiện tại TP. Hồ Chí Minh, dữ liệu tự báo cáo và ý định thay vì hành vi mua thực tế; kết quả cũng không xác minh độc lập thông tin về thương hiệu. Nghiên cứu tiếp theo nên mở rộng địa bàn và số lượng thương hiệu, áp dụng thiết kế theo thời gian, kết hợp dữ liệu hành vi thực tế và xem xét thêm vai trò của niềm tin thương hiệu, ảnh hưởng xã hội đến nhận thức về greenwashing.

Tài liệu tham khảo:

1. Antonetti, P., and Maklan, S. (2016). An extended model of moral outrage at corporate social irresponsibility. Journal of Business Ethics, 135(3), 429-444. https://doi.org/10.1007/s10551-014-2487-y

2. Batson, C. D., Kennedy, C. L., Nord, L.-A., Stocks, E. L., Fleming, D. A., Marzette, C. M., Lishner, D. A., Hayes, R. E., Kolchinsky, L. M., and Zerger, T. (2007). Anger at unfairness: Is it moral outrage? European Journal of Social Psychology, 37(6), 1272-1285. https://doi.org/10.1002/ejsp.434

3. Culiberg, B., Cho, H., Kos Koklic, M., and Zabkar, V. (2023). The role of moral foundations, anticipated tội lỗi and personal responsibility in predicting anti-consumption for environmental reasons. Journal of Business Ethics, 182(2), 465-481. https://doi.org/10.1007/s10551-021-05016-7

4. Fornell, C., and Larcker, D. F. (1981). Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39-50.

5. Friedman, M. (1999). Consumer boycotts: Effecting change through the marketplace and the media. Routledge. https://doi.org/10.4324/9780203900406

6. Grappi, S., Romani, S., and Bagozzi, R. P. (2013). Consumer response to corporate irresponsible behavior: Moral emotions and virtues. Journal of Business Research, 66(10), 1814-1821. https://doi.org/10.1016/j.jbusres.2013.02.002

7. Haidt, J. (2003). The moral emotions. In R. J. Davidson, K. R. Scherer, and H. H. Goldsmith (Eds.), Handbook of affective sciences (pp. 852-870). Oxford University Press.

8. Hair, J. F., Risher, J. J., Sarstedt, M., and Ringle, C. M. (2019). When to use and how to report the results of PLS-SEM. European Business Review, 31(1), 2-24. https://doi.org/10.1108/EBR-11-2018-0203

9. Henseler, J., Ringle, C. M., and 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

10. Iborra, M., and Riera, M. (2023). Corporate social irresponsibility: What we know and what we need to know. Corporate Social Responsibility and Environmental Management, 30(3), 1421-1439. https://doi.org/10.1002/csr.2428

11. Klein, J. G., Smith, N. C., and John, A. (2004). Why we boycott: Consumer motivations for boycott participation. Journal of Marketing, 68(3), 92-109. https://doi.org/10.1509/jmkg.68.3.92.34770

12. Lazarus, R. S. (1991). Emotion and adaptation. Oxford University Press.

13. Le, T. D., Tran, H. D., and Hoang, T. Q. H. (2022). Ethically minded consumer behavior of Gen Z in Vietnam: The impact of socialization agents and environmental concern. Cogent Business and Management, 9(1), 2102124. https://doi.org/10.1080/23311975.2022.2102124

14. Lindenmeier, J., Lwin, M., Andersch, H., Phau, I., and Seemann, A.-K. (2017). Anticipated consumer tội lỗi: An investigation into its antecedents and consequences for fair-trade consumption. Journal of Macromarketing, 37(4), 443-459. https://doi.org/10.1177/0276146717723964

15. Mehrabian, A., and Russell, J. A. (1974). An approach to environmental psychology. MIT Press.

16. Ngo, T. T. A., Vo, C. H., Tran, N. L., Nguyen, K. V., Tran, T. D., and Trinh, Y. N. (2024). Factors influencing Gen Z’s intention to purchase sustainable clothing products in Vietnam. PLOS ONE, 19(12), e0315502. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0315502

17. Pham, T. C. A., Le, M. H., and Vu, T. K. O. (2020). Gen Z willingness to pay for sustainable apparel: The influence of labelling for origin and eco-friendly material. Journal of International Economics and Management, 20(3), 42-59. https://doi.org/10.38203/jiem.020.3.0015

18. Rozin, P., Lowery, L., Imada, S., and Haidt, J. (1999). The CAD triad hypothesis: A mapping between three moral emotions (contempt, anger, disgust) and three moral codes (community, autonomy, divinity). Journal of Personality and Social Psychology, 76(4), 574-586. https://doi.org/10.1037/0022-3514.76.4.574

19. 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

20. Sen, S., Gürhan-Canli, Z., and Morwitz, V. (2001). Withholding consumption: A social dilemma perspective on consumer boycotts. Journal of Consumer Research, 28(3), 399-417. https://doi.org/10.1086/323729

21. Steenhaut, S., and Van Kenhove, P. (2006). The mediating role of anticipated tội lỗi in consumers’ ethical decision-making. Journal of Business Ethics, 69(3), 269-288. https://doi.org/10.1007/s10551-006-9090-9

22. Swaen, V., Demoulin, N., and Pauwels-Delassus, V. (2021). Impact of customers’ perceptions regarding corporate social responsibility and irresponsibility in the grocery retailing industry: The role of corporate reputation. Journal of Business Research, 131, 709-721. https://doi.org/10.1016/j.jbusres.2020.12.016

23. Tangney, J. P., Stuewig, J., and Mashek, D. J. (2007). Moral emotions and moral behavior. Annual Review of Psychology, 58, 345-372. https://doi.org/10.1146/annurev.psych.56.091103.070145

24. Tracy, J. L., and Robins, R. W. (2004). Putting the self into self-conscious emotions: A theoretical model. Psychological Inquiry, 15(2), 103-125. https://doi.org/10.1207/s15327965pli1502_01

25. Tran, K., Nguyen, T., Tran, Y., Nguyen, A., Luu, K., and Nguyen, Y. (2022). Eco-friendly fashion among Gen Z: Mixed-methods study on price value image, customer fulfillment, and pro-environmental behavior. PLOS ONE, 17(8), e0272789. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0272789

26. Valor, C., Antonetti, P., and Zasuwa, G. (2022). Corporate social irresponsibility and consumer punishment: A systematic review and research agenda. Journal of Business Research, 144, 1218-1255. https://doi.org/10.1016/j.jbusres.2022.02.063

27. Vieira, V. A. (2013). Stimuli-organism-response framework: A meta-analytic review in the store environment. Journal of Business Research, 66(9), 1420-1426. https://doi.org/10.1016/j.jbusres.2012.05.009

28. Wagner, T., Bicen, P., and Hall, Z. R. (2008). The dark side of retailing: Towards a scale of corporate social irresponsibility. International Journal of Retail and Distribution Management, 36(2), 124-142. https://doi.org/10.1108/09590550810853075

29. Zhang, X., Zeelenberg, M., and Breugelmans, S. M. (2021). Anticipated tội lỗi and going against one’s self-interest. Emotion, 21(7), 1417-1432.