Giải thích ý định sử dụng túi cá nhân thân thiện môi trường khi mua hàng của Gen Z tại thị trường Nha Trang
Huỳnh Thị Cẩm Lê (Tác giả liên hệ)
Email: [email protected]
Phạm Nguyễn Hồng Nhung, Nguyễn Thị Nga
Trường Đại học Nha Trang
Tóm tắt
Nghiên cứu giải thích ý định sử dụng túi cá nhân thân thiện môi trường khi mua hàng của Gen Z tại thị trường Nha Trang dựa trên Lý thuyết TPB mở rộng gồm 7 nhân tố: Thái độ, Nhận thức kiểm soát hành vi, Chuẩn chủ quan, Hình ảnh cá nhân, Mối quan tâm về môi trường, Kỳ vọng về tương lai tốt đẹp cho thế hệ sau và Các yếu tố kinh tế. Nghiên cứu sử dụng kỹ thuật phỏng vấn trực tiếp và khảo sát trực tuyến bằng mẫu phiếu thuận tiện với 500 Gen Z sinh sống tại khu vực Nha Trang. Kết quả nghiên cứu cho thấy, Thái độ, Nhận thức kiểm soát hành vi, Hình ảnh cá nhân và Trách nhiệm bảo vệ môi trường đều có tác động tích cực. Trên cơ sở đó, nghiên cứu đưa ra các hàm ý chính sách nhằm gia tăng sử dụng túi cá nhân thân thiện môi trường của Gen Z, đồng thời nâng cao ý thức, trách nhiệm của Gen Z trong việc bảo vệ môi trường.
Từ khóa: Lý thuyết hành vi dự định, Gen Z, thị trường Nha Trang, ý định sử dụng túi cá nhân thân thiện môi trường
Abstract
This study explains Gen Z’s intention to use eco-friendly personal bags when shopping in the Nha Trang market based on an extended Theory of Planned Behavior (TPB) comprising seven factors: attitude, perceived behavioral control, subjective norms, self-image, environmental concern, expectations of a better future for subsequent generations, and economic factors. The study employs face-to-face interviews and an online survey using convenience sampling with 500 Gen Z individuals living in the Nha Trang area. The results show that attitude, perceived behavioral control, self-image, and environmental protection responsibility have positive effects. On this basis, the study proposes policy implications to increase Gen Z’s use of eco-friendly personal bags and to enhance their environmental awareness and responsibility.
Keywords: Theory of Planned Behavior, Gen Z, Nha Trang market, intention to use eco-friendly personal bags
GIỚI THIỆU
Ô nhiễm môi trường luôn là vấn đề gây nhức nhối trên thế giới. Thống kê năm 2024, trên thế giới thải ra môi trường tới 300 triệu tấn rác thải nhựa; tại Việt Nam trung bình thải ra 1,8 triệu tấn, phần lớn là túi nylon mỗi năm (Nhĩ Anh, 2024). Túi nylon chủ yếu được tái chế từ nhựa bẩn, chứa các kim loại nặng và phụ gia ảnh hưởng sức khỏe. Ngoài ra, tuổi thọ lên đến hàng nghìn năm không phân hủy mà vỡ thành các mảnh vi nhựa siêu nhỏ gây ô nhiễm nguồn đất, nước và chuỗi thức ăn.
Dù đã có nhiều nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng túi thân thiện môi trường (TTMT), tuy nhiên, các nghiên cứu mới chỉ tập trung vào túi TTMT mà chưa nghiên cứu cụ thể với loại túi cá nhân TTMT do người tiêu dùng (NTD) tự chuẩn bị; chưa nghiên cứu cụ thể Gen Z tại thị trường Nha Trang. Bên cạnh đó, Nha Trang đang hướng tới trở thành một trung tâm du lịch tầm cỡ quốc tế, một trung tâm nghiên cứu hàng đầu Việt Nam vào năm 2040, cùng với nguy cơ ô nhiễm môi trường và số lượng Gen Z đông đảo quy tụ mỗi năm. Vì vậy, nghiên cứu sâu các yếu tố ảnh hưởng ý định sử dụng túi cá nhân TTMT khi mua hàng của Gen Z không chỉ giải mã tâm lý sử dụng túi cá nhân của nhóm đối tượng này, mà còn góp phần hỗ trợ cơ quan và doanh nghiệp địa phương triển khai các giải pháp, chính sách khắc phục ô nhiễm môi trường, thúc đẩy Gen Z chuyển sang sử dụng túi cá nhân TTMT.
CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU
Cơ sở lý thuyết
Lý thuyết hành vi dự định (Theory of Planned Behavior - TPB) được phát triển bởi Ajzen (1991). TPB giải thích ý định tiêu dùng chịu ảnh hưởng bởi 3 nhân tố chính gồm: thái độ, chuẩn chủ quan và nhận thức kiểm soát hành vi. Trong đó, thái độ là đánh giá tích cực hoặc tiêu cực của một cá nhân về kết quả của hành vi được thực hiện. Chuẩn chủ quan là những áp lực đến từ xã hội mà cá nhân nhận thức được để thực hiện hay không thực hiện hành vi. Nhận thức kiểm soát hành vi đề cập đến khả năng mà cá nhân thực hiện hành vi cụ thể. Phản ánh việc thực hiện hành vi đó là dễ dàng hay khó khăn, có bị kiểm soát hoặc giới hạn bởi các nguồn lực và cơ hội hay không. Bên cạnh đó, nhận thức kiểm soát hành vi và ý định đều ảnh hưởng trực tiếp đến hành vi.
Giả thuyết và mô hình nghiên cứu
Thái độ
Theo Ajzen (1991), ý định được định hình trực tiếp bởi sự đánh giá của một cá nhân; thái độ càng tích cực thì ý định thực hiện hành vi càng mạnh mẽ và ngược lại. Nghiên cứu của Cái Trịnh Minh Quốc và cộng sự (2020), Agyeman và Badugu (2017) khẳng định, NTD có thái độ tốt đối với túi TTMT sẽ có ý định sử dụng túi TTMT. Xu hướng mang theo túi cá nhân (Bring Your Own Bag) thể hiện phong cách sống, tính tự chủ và trách nhiệm của mỗi cá nhân, việc đánh giá tích cực với hành vi tự mang túi cá nhân sẽ là động lực thúc đẩy ý định sử dụng của mỗi người (Nguyen và cộng sự, 2022). Do đó, giả thuyết H1 được đề xuất:
H1: Thái độ đối với túi cá nhân TTMT có tác động tích cực đến Ý định sử dụng túi cá nhân TTMT.
Nhận thức kiểm soát hành vi
Theo Wang và cộng sự (2020), nhận thức kiểm soát hành vi là nhận thức của cá nhân về mức độ dễ dàng hoặc khó khăn khi thực hiện hành vi và phản ánh kinh nghiệm trong quá khứ cũng như những khó khăn và trở ngại dự kiến. Nhận thức kiểm soát hành vi gồm nhận thức về khả năng kiểm soát và sự tự tin vào năng lực của bản thân (Ajzen, 1991). Nghiên cứu của Nguyễn Thị Cẩm Loan và cộng sự (2025), Chatrakamollathas và Nuengchamnong (2024), Nguyen và cộng sự (2022) khẳng định, nhận thức kiểm soát hành vi có tác động tích cực đến ý định sử dụng túi TTMT khi mua sắm. Có thể thấy, khi NTD tin rằng sử dụng túi cá nhân TTMT là khả thi và nằm trong khả năng của họ thì sẽ tác động đến ý định. Do đó, giả thuyết H2 được đề xuất:
H2: Nhận thức kiểm soát hành vi tác động tích cực đến Ý định sử dụng túi cá nhân TTMT.
Chuẩn chủ quan
Chatrakamollathas và Nuengchamnong (2024) tập trung nghiên cứu chuẩn chủ quan dưới góc độ là nhận thức của NTD về những người quan trọng xung quanh họ có ảnh hưởng đến ý định sử dụng túi TTMT. Theo Wang và cộng sự (2020), một cá nhân sẽ hành động cụ thể dựa trên áp lực xã hội có thể bắt nguồn từ luật pháp, quy định và các chính sách khuyến khích ảnh hưởng trực tiếp đến ý định tiêu dùng xanh. Bên cạnh đó, Cái Trịnh Minh Quốc và cộng sự (2020), Ari và Yilmaz (2017) cũng cho rằng những người cảm thấy bị áp lực xã hội có xu hướng sử dụng túi TTMT thay vì túi nhựa khi mua sắm. Do đó, giả thuyết H3 được đề xuất:
H3: Chuẩn chủ quan tác động tích cực đến Ý định sử dụng túi cá nhân TTMT.
Hình ảnh cá nhân
Dư Thị Chung và Phan Hồng Nhi (2023) cho rằng, hình ảnh cá nhân của NTD được bộc lộ thông qua ý nghĩa của các sản phẩm mà họ sử dụng và có tác động đến ý định sử dụng túi sinh thái. Hình ảnh cá nhân thể hiện mức độ một cá nhân tự đánh giá chính mình khi đáp ứng các chuẩn mực xã hội (Conner và Armitage, 1998). Pickett-Baker và Ozaki (2008), Lee (2008) đã phát hiện rằng, hình ảnh cá nhân hướng về môi trường có tác động đến hành vi mua và sử dụng sản phẩm xanh. Túi cá nhân TTMT đóng vai trò giúp người dùng truyền tải thông điệp về lối sống trách nhiệm. Do đó, giả thuyết H4 được đề xuất:
H4: Hình ảnh cá nhân tác động tích cực đến Ý định sử dụng túi cá nhân TTMT.
Mối quan tâm về môi trường
Theo Hessami và Yousefi (2013), mối quan tâm về môi trường là mức độ cá nhân nhận thức, quan tâm và lo ngại về các vấn đề liên quan đến môi trường, đồng thời phản ánh thái độ và trách nhiệm của họ trong việc đóng góp vào công cuộc bảo vệ môi trường. Nghiên cứu của Nguyễn Thị Cẩm Loan và cộng sự (2025) cho thấy, mối quan tâm về môi trường ảnh hưởng tích cực đến ý định sử túi TTMT. Theo Wang và cộng sự (2020), khi NTD quan tâm nhiều về các vấn đề môi trường, họ sẵn sàng sử dụng nhiều hơn các sản phẩm TTMT. Do đó, giả thuyết H5 được đề xuất:
H5: Mối quan tâm về môi trường tác động tích cực đến Ý định sử dụng túi cá nhân TTMT.
Kỳ vọng về tương lai tốt đẹp cho thế hệ mai sau
Theo Ajzen (1991), ảnh hưởng xã hội phản ánh nhận thức của một cá nhân về kỳ vọng từ những người có sức ảnh hưởng xung quanh đối với việc thực hiện một hành vi cụ thể. Ảnh hưởng của xã hội thông qua sự kỳ vọng tác động đến ý định của NTD (Cái Trịnh Minh Quốc và cộng sự, 2020). Đối với nghiên cứu này, ảnh hưởng của kỳ vọng có nghĩa là sự mong muốn về một môi trường trong lành, tốt đẹp cho thế hệ mai sau. Những mong muốn này tác động đến ý định sử dụng túi cá nhân TTMT của NTD. Do đó, giả thuyết H6 được đề xuất:
H6: Kỳ vọng về tương lai tốt đẹp cho thế hệ mai sau tác động tích cực đến Ý định sử dụng túi cá nhân TTMT.
Các yếu tố kinh tế
Theo Ngân Hoàng (2025), các yếu tố kinh tế bao gồm các ưu đãi, sự can thiệp tài chính được áp đặt bên ngoài lên NTD, có khả năng làm thay đổi tỷ lệ lợi ích/chi phí trong việc sử dụng túi nhựa. Theo Jakovcevic và cộng sự (2014) những can thiệp bao gồm thuế, phí hoặc thưởng có thể tác động biến lựa chọn cá nhân của NTD thành hành động được điều chỉnh về mặt tài chính. Nghiên cứu của Ngân Hoàng (2025) khẳng định các yếu tố kinh tế có tác động tích cực đến ý định tiêu dùng bền vững, giảm thiểu việc sử dụng túi nhựa. Có thể thấy, các can thiệp tài chính hữu hình góp phần tạo động lực thúc đẩy kết quả sử dụng túi cá nhân TTMT, đặc biệt đối với nhóm NTD nhạy cảm giá cả. Do đó, giả thuyết H7 được đề xuất:
H7: Các yếu tố kinh tế tác động tích cực đến Ý định sử dụng túi cá nhân TTMT.
Hình: Mô hình nghiên cứu đề xuất
 |
Nguồn: Đề xuất của nhóm tác giả
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Cách tiếp cận
Nghiên cứu sử dụng bảng câu hỏi gồm 33 phát biểu đo lường các thành phần của 7 nhân tố ảnh hưởng đến Ý định sử dụng túi cá nhân TTMT. Mỗi phát biểu được đo lường dựa trên thang đo Likert gồm 5 mức độ (từ 1- Rất không đồng ý, đến 5- Rất đồng ý). Nghiên cứu sử dụng phương pháp chọn mẫu thuận tiện.
Cỡ mẫu, phương pháp thu thập và phân tích dữ liệu
Theo Hair và cộng sự (2010), cỡ mẫu tối thiểu phải gấp 5 lần tổng số biến quan sát trong các thang đo. Nghiên cứu gồm 33 quan sát nên số mẫu tối thiểu là 165 (33 x 5 = 165). Để đảm bảo độ tin cậy, nghiên cứu phát ra 550 phiếu khảo sát (trực tiếp và trực tuyến qua Google Form), thu về 500 bản hợp lệ và tiến hành phân tích bằng phần mềm SPSS 27.0.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
Kết quả nghiên cứu
Bảng 1: Hệ số Cronbach’s Alpha
| Thang đo | Trung bình thang đo nếu loại biến | Phương sai thang đo nếu loại biến | Hệ số tương quan biến tổng | Hệ số Cronbach’s Alpha nếu loại biến |
|---|---|---|---|---|
| Thái độ (TD); Cronbach’s Alpha = 0,735 | ||||
| TD1 | 16,54 | 6,221 | 0,536 | 0,674 |
| TD2 | 16,24 | 6,722 | 0,482 | 0,696 |
| TD3 | 16,39 | 6,402 | 0,500 | 0,688 |
| TD4 | 16,72 | 6,349 | 0,492 | 0,691 |
| TD5 | 16,83 | 6,172 | 0,478 | 0,698 |
| Nhận thức kiểm soát hành vi (KS); Cronbach’s Alpha = 0,655 | ||||
| KS1 | 11,56 | 4,215 | 0,457 | 0,572 |
| KS2 | 11,19 | 4,179 | 0,512 | 0,536 |
| KS3 | 11,30 | 4,356 | 0,400 | 0,612 |
| KS4 | 11,44 | 4,448 | 0,377 | 0,627 |
| Hình ảnh cá nhân (CN);Cronbach’s Alpha= 0,719 | ||||
| CN1 | 5,84 | 3,618 | 0,515 | 0,662 |
| CN2 | 6,19 | 2,952 | 0,635 | 0,508 |
| CN3 | 6,81 | 3,108 | 0,483 | 0,710 |
| Mối quan tâm về môi trường (QT); Cronbach’s Alpha = 0,738 | ||||
| QT1 | 12,76 | 3,096 | 0,560 | 0,661 |
| QT2 | 13,15 | 3,171 | 0,475 | 0,710 |
| QT4 | 12,70 | 3,184 | 0,602 | 0,644 |
| QT5 | 13,26 | 2,976 | 0,500 | 0,699 |
| Kỳ vọng về tương lai tốt đẹp cho thế hệ mai sau (KV); Cronbach’s Alpha = 0,811 | ||||
| KV1 | 8,90 | 1,807 | 0,672 | 0,729 |
| KV2 | 8,91 | 1,677 | 0,693 | 0.705 |
| KV3 | 8,87 | 1,850 | 0,617 | 0.783 |
| Các yếu tố kinh tế (KT);Cronbach’s Alpha = 0,707 | ||||
| KT1 | 12,43 | 4,137 | 0,467 | 0,660 |
| KT2 | 12,21 | 4,437 | 0,505 | 0,641 |
| KT3 | 12,45 | 3,835 | 0,514 | 0,631 |
| KT4 | 12,39 | 4,147 | 0,493 | 0,643 |
| Ý định sử dụng túi cá nhân TTMT (YD); Cronbach’s Alpha = 0,823 | ||||
| YD1 | 15,73 | 7,905 | 0,586 | 0,798 |
| YD2 | 15,84 | 7,421 | 0,631 | 0,785 |
| YD3 | 15,79 | 7,287 | 0,698 | 0,767 |
| YD4 | 15,95 | 6,877 | 0,701 | 0,763 |
| YD5 | 16,43 | 7,155 | 0,512 | 0,828 |
Nguồn: Kết quả chạy SPSS
Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha cho thấy các thang đo đều đạt độ tin cậy với hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,6 (0,655-0,823). Riêng thang đo CQ có hệ số Cronbach’s Alpha = 0,583 và biến QT3 có hệ số tương quan biến - tổng là 0,297 (< 0,3). Do đó, thang đo CQ gồm CQ1, CQ2, CQ3, CQ4 và QT3 bị loại khỏi mô hình nghiên cứu (còn lại QT1, QT2, QT4, QT5) đạt Cronbach’s Alpha = 0,738 và hệ số tương quan biến - tổng đều lớn hơn 0,3. Các thang đo còn lại gồm TD (α = 0,735), KS (α = 0,655), CN (α = 0,719), KV (α = 0,811), KT (α = 0,707), YD (α = 0,823) đều có hệ số tương quan biến - tổng của các biến quan sát lớn hơn 0,3. Như vậy, 7 thang đo với tổng số 28 biến quan sát đạt độ tin cậy và được giữ lại để phân tích nhân tố khám phá (EFA).
Bảng 2: Kết quả phân tích EFA
| Chỉ số KMO | 0,879 | |
| Kiểm định Bartlett’s | Thống kê Chi bình phương | 3214,763 |
| Bậc tự do (df) | 210 | |
| Mức ý nghĩa (Sig.) | 0,000 | |
Nguồn: Kết quả chạy SPSS
Bảng 3: Tổng phương sai trích
| Nhân tố | Eigenvalues ban đầu | Tổng bình phương hệ số tải đã trích xuất | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Toàn phần | % của phương sai | % tích lũy | Toàn phần | % của phương sai | % tích lũy | |
| 1 | 5,938 | 28,278 | 28,278 | 5,938 | 28,278 | 28,278 |
| 2 | 2,160 | 10,284 | 38,562 | 2,160 | 10,284 | 38,562 |
| 3 | 1,490 | 7,096 | 45,658 | 1,490 | 7,096 | 45,658 |
| 4 | 1,334 | 6,353 | 52,011 | 1,334 | 6,353 | 52,011 |
| 5 | 1,064 | 5,068 | 57,080 | 1,064 | 5,068 | 57,080 |
| 6 | 0,842 | 4,011 | 61,091 | |||
| 7 | 0,802 | 3,819 | 64,910 | |||
| … | … | … | … | |||
| 21 | 0,305 | 1,454 | 100,000 | |||
Nguồn: Kết quả chạy SPSS
Tại Bảng 2 và 3, phân tích nhân tố khám phá thông qua mối quan hệ tác động đến YD từ 6 biến số độc lập: TD, KS, CN, QT, KV, KT. Theo đó, chỉ số KMO lớn hơn 0,5 (0,879 > 0,5 và P = 0,000 < 0,05) cho thấy phân tích này là phù hợp với các biến quan sát có tương quan với nhau. Phân tích phương sai trích, được rút ra tại Eigenvalues bằng 1,064 từ 5 nhân tố có hệ số tải nhân tố cao và > 0,5 với tổng phương sai trích được giải thích là 57,080 % > 50% đạt yêu cầu. Như vậy, qua 2 lần phân tích EFA, thu được 21 biến quan sát hội tụ và phân biệt thành 5 nhân tố gồm TD, KS, CN, KT và Trách nhiệm bảo vệ môi trường (TN - được hình thành từ QT và KV) để thực hiện bước tiếp theo.
Bảng 4: Đánh giá sự phù hợp của mô hình
| Mô hình | R | R2 | R2 hiệu chỉnh | Sai số ước lượng | Hệ số Durbin-Waston |
|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 0,702a | 0,493 | 0,488 | 0,47406 | 2,026 |
| a. Biến độc lập (hằng số): KT, CN, KS, TD, TN | |||||
| b. Biến phụ thuộc: YD | |||||
Nguồn: Kết quả chạy SPSS
Bảng 5: Phân tích hệ số hồi quy
| Mô hình | Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số chuẩn hóa | t | Mức ý nghĩa (P) | Thống kê đa cộng tuyến | |||
| B | Sai số chuẩn | Beta | Dung sai | VIF | ||||
| 1 | (Hằng số) | -0,064 | 0,195 | -0,328 | 0,743 | |||
| TD | 0,203 | 0,042 | 0,199 | 4,882 | 0,000 | 0,618 | 1,617 | |
| KS | 0,208 | 0,034 | 0,221 | 6,157 | 0,000 | 0,796 | 1,256 | |
| CN | 0,163 | 0,027 | 0,208 | 6,030 | 0,000 | 0,867 | 1,154 | |
| TN | 0,441 | 0,051 | 0,357 | 8,720 | 0,000 | 0,614 | 1,630 | |
| KT | -0,002 | 0,039 | -0,002 | -0,061 | 0,952 | 0,723 | 1,383 | |
| a. Biến phụ thuộc: YD | ||||||||
Nguồn: Kết quả chạy SPSS
Kết quả hồi quy đa biến tại bảng 4 và 5 cho thấy R2 hiệu chỉnh = 0,488. Điều này cho biết 48,8% sự biến thiên của YD của Gen Z được giải thích chung bởi các biến trong mô hình. Đối với biến KT có mức ý nghĩa là 0,952 (> 0,05), nên không có ý nghĩa thống kê. Do vậy, mô hình hồi quy được xây dựng phù hợp với dữ liệu nghiên cứu như sau:
YD = -0,064 + 0,203*TD + 0,208*KS + 0,163*CN + 0,441*TN
Bảng 6: Kết quả kiểm định các giả thuyết
| Tác động | Ước lượng | Giả thuyết | Kết luận | ||
|---|---|---|---|---|---|
| TD | → | YD | 0,199 | 1 | Ủng hộ |
| KS | → | YD | 0,221 | 2 | Ủng hộ |
| CN | → | YD | 0,208 | 3 | Ủng hộ |
| TN | → | YD | 0,357 | 4 | Ủng hộ |
| KT | → | YD | -0,002 | 5 | Bác bỏ |
| R2 điều chỉnh (YD) | 0,488 | ||||
Thảo luận
Quy trình phân tích hồi quy đa biến được thực hiện dựa trên mô hình nghiên cứu gồm 5 biến độc lập và 1 biến phụ thuộc. Cụ thể, TD (β = 0,199; P = 0,000 < 0,05) và KS (β = 0,221; P = 0,000 < 0,05) đều tác động tích cực đến YD. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với Lý thuyết TPB (Ajzen, 1991) và một số nghiên cứu khác (Wang và cộng sự, 2020; Chatrakamollathas và Nuengchamnong, 2024; Cái Trịnh Minh Quốc và cộng sự, 2020; Nguyễn Thị Cẩm Loan và cộng sự, 2025; Dư Thị Chung và Phan Hồng Nhi, 2023), điều này cho thấy thái độ đối với túi cá nhân TTMT càng tích cực thì ý định sử dụng càng mạnh mẽ. Đồng thời, việc mỗi cá nhân nhận thức được mức độ dễ dàng hay khó khăn của việc thực hiện hành vi sử dụng túi cá nhân TTMT sẽ có tác động tích cực đến ý định thực hiện hành vi.
CN (β = 0,208; P = 0,000 < 0,05) có tác động tích cực đến YD. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Dư Thị Chung và Phan Hồng Nhi (2023), cho thấy khi NTD coi trọng việc giữ hình ảnh cá nhân, họ có xu hướng tăng ý định sử dụng túi cá nhân TTMT.
Bên cạnh đó, nhân tố mới TN được hình thành từ 2 nhân tố cũ (QT và KV) (β = 0,357; P = 0,000 < 0,05) cho thấy có tác động tích cực đến YD. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Cái Trịnh Minh Quốc và cộng sự (2020) rằng KV ảnh hưởng tích cực đến YD và QT ảnh hưởng tích cực đến YD (Nguyễn Thị Cẩm Loan và cộng sự, 2025). Theo Fransson và Gärling (1999), Syropoulos và Markowitz (2021), 2 nhân tố trên có mối liên hệ với nhau: khi cá nhân nhận thức và quan tâm các vấn đề môi trường hiện tại, họ thường có xu hướng nhìn nhận hậu quả tiêu cực ô nhiễm môi trường gây ra cho thế hệ mai sau. Ngược lại, khi cá nhân kỳ vọng về tương lai tốt đẹp cho thế hệ mai sau không phải đối mặt với các hệ quả nghiêm trọng của ô nhiễm môi trường, điều này sẽ thúc đẩy các hành động quan tâm, bảo vệ môi trường nhiều hơn được thực hiện ở hiện tại. Vậy nên khi mỗi cá nhân quan tâm môi trường cũng như kỳ vọng lớn thì sẽ tác động tích cực đến YD sử dụng túi cá nhân TTMT.
Cuối cùng là KT (β = -0,002; P = 0,952 > 0,05) không tác động đến YD, cho thấy các can thiệp tài chính không ảnh hưởng đến ý định giảm thiểu tiêu dùng túi nhựa để thúc đẩy ý định sử dụng túi cá nhân TTMT.
HÀM Ý CHÍNH SÁCH
Thái độ: Có tác động tích cực đến YD (β = 0,199), phản ánh việc Gen Z càng có đánh giá tốt và thiện cảm với túi cá nhân TTMT thì sẽ càng có ý định sử dụng cao. Để gia tăng thái độ tích cực của Gen Z đối với túi cá nhân TTMT, doanh nghiệp và cơ quan địa phương cần phối hợp để phát động các phong trào sống xanh, lan tỏa ý tưởng sử dụng túi cá nhân TTMT. Đồng thời, doanh nghiệp cần cam kết sử dụng chất liệu cho túi phải đảm bảo an toàn cho sức khỏe người sử dụng. Đặc biệt là sản phẩm cần tối ưu chức năng, đa dạng kiểu dáng, mẫu mã thời trang để đem lại sự tiện lợi và tính thời trang khi sử dụng.
Nhận thức kiểm soát hành vi: Có tác động mạnh đến YD (β = 0,221), cho thấy Gen Z càng cảm thấy dễ dàng trong việc lựa chọn và sử dụng túi cá nhân TTMT thì ý định sử dụng càng cao. Để tăng cường khả năng kiểm soát hành vi của Gen Z đối với túi cá nhân TTMT, các doanh nghiệp cần phân phối túi rộng rãi, trưng bày tại các vị trí dễ thấy để khách hàng có thể lựa chọn lập tức. Thêm vào đó, chính quyền địa phương và doanh nghiệp nên phối hợp tổ chức các chiến dịch nhằm thúc đẩy quyết tâm từ bỏ thói quen sử dụng túi nylon của NTD. Ngoài ra, doanh nghiệp nên đặt các biển nhắc nhở lối vào cửa hàng hay bãi giữ xe để giúp NTD dễ dàng nhớ và duy trì thói quen mang theo túi khi đi mua hàng.
Hình ảnh cá nhân: Có tác động cực đến YD (β = 0,208), chứng tỏ rằng Gen Z càng coi trọng việc giữ gìn hình ảnh cá nhân và có xu hướng gia tăng ý định sử dụng túi cá nhân TTMT. Để tăng cường việc NTD giữ gìn hình ảnh cá nhân, doanh nghiệp và cơ quan địa phương cần tận dụng sức mạnh cộng đồng để biến việc sử dụng túi cá nhân TTMT thành một tiêu chuẩn xã hội. Bên cạnh đó, các cơ quan địa phương cần tuyên truyền rộng rãi nhằm tạo áp lực dư luận về việc sử dụng túi nylon là lạc hậu, lỗi thời. Đồng thời, doanh nghiệp cần thiết kế các mẫu túi mang tính biểu tượng cao để Gen Z dễ dàng định hình phong cách cá nhân, giúp họ cảm thấy tự hào và được xã hội đánh giá cao khi sử dụng túi cá nhân TTMT.
Trách nhiệm bảo vệ môi trường: Nhân tố tác động mạnh nhất đến YD (β = 0,357). Điều này thể hiện ý định sử dụng túi cá nhân TTMT của Gen Z tại thị trường Nha Trang xuất phát từ sự quan tâm, nhận thức về các vấn đề ô nhiễm môi trường, cũng như tinh thần trách nhiệm tích cực và định hướng tư duy đúng đắn trước những hệ quả tiêu cực của ô nhiễm môi trường đối với tương lai của thế hệ mai sau. Do đó, cơ quan địa phương cũng như các doanh nghiệp cần xây dựng các chiến dịch truyền thông theo hướng tập trung vào tôn vinh hành vi sống xanh, bảo vệ môi trường và khẳng định vai trò của mỗi người trong việc kiến tạo một tương lai tốt đẹp cho thế hệ mai sau. Bên cạnh đó, cơ quan nhà nước và doanh nghiệp cũng nên là những chủ thể tiên phong làm gương trong những chiến dịch được triển khai. Sự nhất quán giữa “nói” và “làm” góp phần tạo động lực lan tỏa cho Gen Z.
Tài liệu tham khảo:
1. Agyeman, C. M. & Badugu, D. (2017). Purchasing intentions of eco-friendly bags; an examination into consumers’ susceptibility to social influences as a mediating variable. International Journal in Management & Social Science, 5(1), 359-373.
2. Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(2), 179-211.
3. Ari, E. & Yilmaz, V. (2017). Consumer attitudes on the use of plastic and cloth bags. Environment. Development and Sustainability, 19, 1219-1234.
4. Cái Trịnh Minh Quốc, Hoàng Trọng Hùng, Phạm Lê Hoàng Linh & Lê Việt Đan Hà (2020). Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định và hành vi sử dụng túi thân thiện với môi trường của người tiêu dùng tại các siêu thị trên địa bàn thành phố Huế. Tạp chí Khoa học Đại học Huế: Kinh tế và Phát triển, 129(5B), 5-21.
5. Chatrakamollathas, S. & Nuengchamnong, T. (2024). Emerging market’s consumer intention towards the use of eco-friendly shopping bags in retail stores. Transnational Corporations Review, 16(3), 200050. DOI: 10.1016/j.tncr.2024.200050
6. Conner, M., & Armitage, C.J. (1998). Extending the Theory of Planned Behavior: A Review and Avenues for Further Research. Journal of Applied Social Psychology, 28(15), 1429-1464. DOI: 10.1111/j.1559-1816.1998.tb01685.x
7. Dư Thị Chung & Phan Hồng Nhi (2023). Các nhân tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng túi sinh thái khi đi mua sắm của người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh. Journal of Finance-Marketing, 14(2), 100-112. DOI: 10.52932/jfm.vi2.305
8. Fransson, N. & Gärling, T. (1999). Environmental concern: Conceptual definitions, measurement methods, and research findings. Journal of Environmental Psychology, 19(4), 369-382. DOI: 10.1006/jevp.1999.0141
9. Hair J. F., Black W. C., Babin B. J. & Anderson R. E. (2010). Multivariate data analysis, 7th Edition. Pearson, New York.
10. Hessami, Z. H., & Yousefi, P. (2013). Investigation of major factors influencing green purchasing behavior: Interactive approach. European Online Journal of Natural and Social Sciences, 2(4), 584-596.
11. Jakovcevic, A., Steg, L., Mazzeo, N., Caballero, R., Franco, P., Putrino, N., & Favara, J. (2014). Charges for plastic bags: Motivational and behavioral effects. Journal of Environmental Psychology, 40, 372-380. DOI: 10.1016/j.jenvp.2014.09.004
12. Lee, K. (2008). Opportunities for green marketing: young consumers. Marketing Intelligence & Planning, 26(6), 573-586.
13. Ngân Hoàng (2025). Giải mã vấn đề rác thải nhựa: Thu hẹp khoảng cách giữa ý định và hành vi trong tiêu dùng bền vững. Luận văn Thạc sĩ, Aalto University.
14. Nguyen T. P. L., Tran N. M., Phan T. T. H., Vu T. N., Tran M. L. & Nguyen, T. D. (2022). Intention and behavior towards bringing your own shopping bags when shopping instead of using plastic bags in Vietnam: an investigation using the theory of interpersonal behavior. Management of Environmental Quality: An International Journal, 33(6), 1439-1456. DOI: 10.1108/MEQ-09-2021-020
15. Nguyễn Thị Cẩm Loan, Trần Thị Trà Giang, Trần Thị Ngọc Phương & Nguyễn Trần Tú Anh (2025). Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định sử dụng túi xách thân thiện với môi trường của người dân Việt Nam khi mua sắm. Tạp chí Hậu nhân học, 5(5), 1894-1909. DOI: 10.63332/joph.v5i5.1574
16. Nhĩ Anh (2024). Mỗi năm Việt Nam thải ra môi trường 1,8 triệu tấn rác thải nhựa. https://vneconomy.vn/moi-nam-viet-nam-thai-ra-moi-truong-1-8-trieu-tan-rac-thai-nhua.htm
17. Pickett-Baker, J., & Ozaki, R. (2008). Pro-environmental products: marketing influence on consumer purchase decision. Journal of Consumer Marketing, 25(5), 281-293.
18. Syropoulos, S. & Markowitz, E.M. (2021). Perceived responsibility towards future generations and environmental concern: Convergent evidence across multiple outcomes in a large, nationally representative sample. Journal of Environmental Psychology, 76, 101651. DOI: 10.1016/j.jenvp.2021.101651
19. Wang, B., Li, J., Sun, A., Wang, Y., & Wu, D. (2020). Residents’ Green Purchasing Intentions in a Developing-Country Context: Integrating PLS-SEM and MGA Methods. Sustainability, 12(1), 30. DOI: 10.3390/su12010030
| Ngày nhận bài: 28/7/2026; Ngày hoàn thiện biên tập: 23/9/2026; Ngày duyệt đăng: 1/10/2026 |
Tin liên quan
Các tin khác
Chuyển hóa FDI thành động lực phát triển kinh tế: Vai trò của năng lực hấp thụ công nghệ
Các yếu tố trải nghiệm du lịch đô thị liên quan đến lựa chọn dịch vụ lưu trú cao cấp tại Hà Nội
Các nhân tố tác động đến quyết định lựa chọn sử dụng thẻ tín dụng của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Quốc tế Việt Nam - Chi nhánh Biên Hòa
Tác động của nội dung tiếp thị do AI tạo ra trên mạng xã hội đến ý định mua thực phẩm thương hiệu Bibigo của Gen Z tại TP. Hồ Chí Minh
Hoàn thiện công tác khai thác và sử dụng đất tại Tổng Công ty Đường sắt Việt Nam
Vai trò của chính quyền cấp tỉnh đối với đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp nhỏ và vừa: Nghiên cứu trường hợp tỉnh Nghệ An
Tác động của đầu tư công đến đầu tư tư nhân tại TP. Hồ Chí Minh: Bằng chứng thực nghiệm và hàm ý chính sách
Đổi mới cơ chế đầu tư giao thông đô thị ở Việt Nam: Kinh nghiệm Trung Quốc và hàm ý chính sách
Đẩy mạnh giải ngân vốn đầu tư công tại Hà Tĩnh: Kinh nghiệm giai đoạn 2020-2025 và hàm ý cho mục tiêu tăng trưởng 2 con số từ năm 2026
