Factors influencing Vietnamese millennials’ intention to consume green tourism products
Vũ Thuỷ Hà
Đỗ Thị Thu Hà
Hà Thu Trang
Khoa Quốc tế – Đại học Thái Nguyên
Email: Vuthuyha90@gmail.com
(Quanlynhanuoc.vn) – Bài viết phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến ý định tiêu dùng các sản phẩm du lịch xanh của Millennials Việt Nam (thế hệ Y hoặc Gen Y). Dựa trên dữ liệu khảo sát và phương pháp phân tích định lượng, kết quả cho thấy chuẩn chủ quan là yếu tố có tác động mạnh nhất đến ý định tiêu dùng, tiếp theo là nhận thức kiểm soát hành vi, tính hữu ích và cảm nhận và cuối cùng là điều kiện thuận lợi. Kết quả này khẳng định vai trò quan trọng của yếu tố xã hội cũng như nhận thức cá nhân trong việc thúc đẩy hành vi tiêu dùng xanh. Trên cơ sở đó, nghiên cứu đề xuất một số hàm ý chính sách và giải pháp nhằm nâng cao ý định tiêu dùng du lịch xanh của Millennials, góp phần thúc đẩy phát triển du lịch bền vững tại Việt Nam.
Từ khóa: Du lịch xanh; Millenials; Việt Nam.
Abstract: This article analyzes the factors influencing the intention to consume green tourism products among Vietnamese Millennials (Generation Y or Gen Y). Based on survey data and quantitative analysis methods, the results show that subjective norms are the factor with the strongest influence on consumption intention, followed by perceived behavioral control, perceived usefulness, and perceived convenience. These findings confirm the important role of social factors as well as individual perceptions in promoting green consumption behavior. Based on this, the study proposes several policy implications and solutions aimed at enhancing Vietnamese Millennials’ intention to consume green tourism products, thereby contributing to the promotion of sustainable tourism development in Vietnam.
Keywords: Green tourism; Millennials; Vietnam.
1. Đặt vấn đề
Trong bối cảnh biến đổi khí hậu và suy thoái môi trường ngày càng gia tăng, phát triển tiêu dùng xanh đã trở thành một trong những định hướng quan trọng trong chiến lược phát triển bền vững của nhiều quốc gia, trong đó có Việt Nam. Chính phủ Việt Nam đã ban hành nhiều chủ trương, chính sách nhằm khuyến khích sản xuất và tiêu dùng bền vững, thúc đẩy lối sống thân thiện với môi trường và giảm thiểu tác động tiêu cực đến hệ sinh thái. Trong xu hướng đó, du lịch xanh nổi lên như một lĩnh vực tiềm năng, vừa góp phần bảo tồn tài nguyên thiên nhiên vừa đáp ứng nhu cầu trải nghiệm ngày càng cao của du khách.
Trong số các nhóm khách hàng, những người sinh từ đầu thập niên 1980 đến giữa thập niên 1990 được xem là lực lượng tiêu dùng chủ đạo của Millennials với khả năng tiếp cận công nghệ cao, mức độ kết nối xã hội rộng và xu hướng quan tâm đến các giá trị bền vững. Thế hệ này thường ưu tiên các sản phẩm, dịch vụ không chỉ đáp ứng nhu cầu cá nhân mà còn mang lại lợi ích cho cộng đồng và môi trường. Tuy nhiên, dù nhận thức tích cực, ý định tiêu dùng du lịch xanh của Millennials Việt Nam vẫn chịu ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố khác nhau. Do đó, việc nghiên cứu các yếu tố tác động đến ý định tiêu dùng các sản phẩm du lịch xanh của Millennials là cần thiết nhằm cung cấp cơ sở khoa học cho việc xây dựng chính sách và giải pháp thúc đẩy tiêu dùng xanh, góp phần hiện thực hóa mục tiêu phát triển bền vững của ngành du lịch Việt Nam.
2. Tổng quan các công trình nghiên cứu
(1) Mối quan hệ giữa tính hữu ích cảm nhận và ý định tiêu dùng các sản phẩm du lịch xanh của millenials Việt Nam.
Mối quan hệ này được lý giải dựa trên nền tảng của Mô hình chấp nhận công nghệ (TAM) và được vận dụng trong bối cảnh hành vi tiêu dùng xanh. Theo mô hình này, tính hữu ích cảm nhận phản ánh mức độ mà cá nhân tin rằng việc sử dụng một sản phẩm hoặc dịch vụ sẽ đem lại những lợi ích cụ thể cho họ (Davis, 1989). Trong lĩnh vực du lịch xanh, Millennials Việt Nam có xu hướng nhận thức rõ ràng các giá trị mà loại hình này mang lại, không chỉ ở khía cạnh bảo vệ môi trường và thúc đẩy phát triển bền vững mà còn ở việc nâng cao sức khỏe thông qua trải nghiệm thiên nhiên trong lành, đồng thời tạo ra những trải nghiệm du lịch mang ý nghĩa gắn với trách nhiệm xã hội (Han và cộng sự, 2010; Juvan & Dolnicar, 2014).
H1: Tính hữu ích cảm nhận ảnh hưởng tích cực đến ý định tiêu dùng các sản phẩm du lịch xanh của Millennials Việt Nam.
(2) Mối quan hệ giữa nhận thức kiểm soát hành vi và ý định tiêu dùng sản phẩm du lịch xanh của Millennials Việt Nam.
Mối quan hệ này được giải thích dựa trên Lý thuyết hành vi có kế hoạch (TPB) của Ajzen (1991). Theo đó, khi Millennials Việt Nam tin rằng họ có đủ nguồn lực và khả năng kiểm soát đối với việc lựa chọn du lịch xanh, những rào cản về tâm lý và nhận thức sẽ giảm bớt, qua đó làm tăng khả năng hình thành ý định tiêu dùng. Ngoài ra, nhiều nghiên cứu thực nghiệm cũng khẳng định rằng nhận thức kiểm soát hành vi không chỉ ảnh hưởng trực tiếp đến ý định mà còn gián tiếp thông qua việc giảm thiểu cảm nhận rủi ro và củng cố sự tự tin trong quá trình ra quyết định tiêu dùng (Chen & Tung, 2014; Paul và cộng sự, 2016).
H2: Nhận thức kiểm soát hành vi ảnh hưởng tích cực đến ý định tiêu dùng sản phẩm du lịch xanh của Millennials Việt Nam.
(3) Mối quan hệ giữa chuẩn chủ quan và ý định tiêu dùng sản phẩm du lịch xanh của Millennials Việt Nam
Mối quan hệ này có thể được giải thích dựa trên Lý thuyết hành vi có kế hoạch (TPB) của Ajzen (1991), trong đó hành vi của cá nhân chịu ảnh hưởng đáng kể từ các yếu tố xã hội xung quanh. Trong bối cảnh hiện nay, đặc biệt đối với Millennials Việt Nam, quyết định tiêu dùng ngày càng bị chi phối bởi tác động từ môi trường xã hội, không chỉ từ các mối quan hệ trực tiếp mà còn từ các nền tảng mạng xã hội. Các KOLs và đánh giá trực tuyến trở thành nguồn ảnh hưởng mạnh mẽ, góp phần định hình nhận thức và xu hướng tiêu dùng. Đồng thời, quan điểm của bạn bè và cộng đồng cũng tạo ra áp lực xã hội nhất định, trong khi xu hướng “tiêu dùng có trách nhiệm” đang dần trở thành một chuẩn mực chung, từ đó tác động đáng kể đến hành vi của cá nhân (Smith và cộng sự, 2018; Johnstone & Tan, 2015).
H3: Chuẩn chủ quan ảnh hưởng tích cực đến ý định tiêu dùng sản phẩm du lịch xanh của Millennials Việt Nam.
(4) Mối quan hệ giữa điều kiện thuận lợi ảnh hưởng tích cực đến ý định tiêu dùng sản phẩm du lịch xanh của Millennials Việt Nam.
Mối quan hệ này được phát triển dựa trên Mô hình chấp nhận và sử dụng công nghệ hợp nhất (UTAUT/UTAUT2), trong đó hành vi của cá nhân chịu ảnh hưởng từ các điều kiện hỗ trợ trong môi trường xung quanh. Trong bối cảnh du lịch xanh tại Việt Nam, Millennials ngày càng bị tác động bởi mức độ phát triển của cơ sở hạ tầng du lịch bền vững, bao gồm các khu nghỉ dưỡng sinh thái, tour du lịch sinh thái và các phương tiện vận chuyển thân thiện với môi trường. Khi những điều kiện này được cải thiện, người tiêu dùng có xu hướng dễ dàng tiếp cận thông tin hơn, gia tăng niềm tin vào các sản phẩm du lịch xanh và giảm bớt các rào cản trong quá trình lựa chọn dịch vụ. Bên cạnh đó, các nghiên cứu trước đây cũng cho thấy điều kiện thuận lợi không chỉ ảnh hưởng trực tiếp mà còn thúc đẩy ý định và hành vi sử dụng, đặc biệt trong các lĩnh vực liên quan đến đổi mới và phát triển bền vững (Venkatesh và cộng sự, 2012; Martins và cộng sự, 2014).
H4: Điều kiện thuận lợi ảnh hưởng tích cực đến ý định tiêu dùng sản phẩm du lịch xanh của Millennials Việt Nam.
Trên cơ sở lý thuyết nền tảng và tổng quan các công trình nghiên cứu, nhóm tác giả đưa ra mô hình giả thuyết.
3. Phương pháp nghiên cứu
Để bảo đảm kết quả phân tích hồi quy bội đạt độ tin cậy, Hair và cộng sự (2014) đề xuất rằng kích thước mẫu tối thiểu nên gấp ít nhất năm lần số biến quan sát. Với 18 biến quan sát trong nghiên cứu, cỡ mẫu tối thiểu cần thiết là 75. Trên thực tế, nghiên cứu đã thu thập được 255 bảng trả lời, trong đó có 241 bảng hợp lệ được sử dụng cho phân tích. Sau khi tiến hành sàng lọc và mã hóa, dữ liệu được xử lý bằng phần mềm SPSS 25.0. Quá trình phân tích dữ liệu định lượng được thực hiện thông qua các bước sau:
Bước 1: Kiểm tra độ tin cậy của thang đo
Bước 2: Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Bước 3: Thực hiện phân tích hồi quy
Bảng 1. Mã hóa và kiểm tra độ tin cậy của các thang đo
| Thang đo | Mã hóa | Tương quan biến – tổng | Alpha nếu loại biến này | Alpha |
| Hữu ích và cảm nhận | ||||
| Tôi tin rằng du lịch xanh mang lại những trải nghiệm độc đáo và khác biệt. | HICN 1 | .721 | .878 | .869 |
| Tôi cảm thấy việc lựa chọn du lịch xanh là đóng góp vào việc bảo vệ môi trường. | HICN 2 | .732 | .875 | |
| Tôi hài lòng với chất lượng dịch vụ của các sản phẩm du lịch xanh. | HICN 3 | .781 | .864 | |
| Tôi cảm thấy thư giãn khi tham gia các các tour du lịch xanh. | HICN 4 | .752 | .871 | |
| Tôi có những trải nghiệm đáng nhớ khi tham gia các hoạt động du lịch xanh. | HICN 5 | .735 | .876 | |
| Nhận thức kiểm soát hành vi | ||||
| Tôi có đủ kiến thức để lựa chọn sản phẩm du lịch xanh phù hợp. | NT1 | .710 | .776 | .841 |
| Tôi có đủ thời gian và công sức trong tìm kiếm và mua sản phẩm du lịch xanh | NT2 | .691 | .794 | |
| Tôi có khả năng chi trả cho sản phẩm du lịch xanh | NT3 | .717 | .768 | |
| Chuẩn chủ quan | ||||
| Tôi bị ảnh hưởng bởi xu hướng lựa chọn du lịch xanh của gia đình và người thân. | CCQ1 | .768 | .815 | .870 |
| Tôi bị ảnh hưởng bởi xu hướng tiêu dùng các sản phẩm du lịch xanh của bạn bè. | CCQ2 | .688 | .847 | |
| Tôi bị ảnh hưởng bởi nội dung từ KOL/KOC về việc sử dụng sản phẩm du lịch xanh. | CCQ3 | .708 | .839 | |
| Việc sử dụng sản phẩm du lịch xanh được xã hội và các tổ chức khuyến khích. | CCQ4 | .726 | .832 | |
| Điều kiện thuận lợi | ||||
| Có nhiều đơn vị cung cấp các sản phẩm du lịch xanh trên thị trường. | DKTL1 | .730 | .763 | .844 |
| Thông tin về các sản phẩm du lịch xanh đều dễ dàng tìm kiếm | DKTL2 | .682 | .809 | |
| Tôi luôn nhận được sự hỗ trợ cần thiết từ ban tổ chức và cộng đồng địa phương. | DKTL3 | .718 | .775 | |
| Ý định tiêu dùng các sản phẩm du lịch xanh của Millennials Việt Nam | ||||
| Trong tương lai gần, tôi có ý định sẽ lựa chọn các sản phẩm du lịch xanh. | YD1 | .559 | .706 | .757 |
| Tôi sẵn lòng chi trả một khoản tiền cao hơn để sử dụng các sản phẩm du lịch xanh. | YD2 | .639 | .612 | |
| Tôi sẽ giới thiệu các sản phẩm du lịch xanh cho bạn bè và người thân. | YD3 | .568 | .698 | |
4. Kết quả nghiên cứu
Bảng 2. Hệ số KMO và kiểm định Bartlett các thành phần
| KMO and Bartlett’s Test | ||
| Chỉ số KMO | .804 | |
| Kiểm định Bartlett | 1759.873 | 2701.086 |
| 105 | 210 | |
| .000 | .000 | |
Kết quả tại Bảng 2 cho thấy hệ số KMO đạt 0.804 (nằm trong khoảng 0.5 < KMO < 1) và giá trị Sig. = 0.000 (< 0.05), cho thấy dữ liệu nghiên cứu phù hợp để thực hiện phân tích nhân tố khám phá (EFA). Nghiên cứu tiến hành trích xuất các nhân tố theo phương pháp thành phần chính kết hợp với phép quay Varimax. Kết quả trình bày ở Bảng 3 cho thấy, 4 nhân tố được rút trích đã đại diện tốt cho thông tin của 18 biến quan sát. Đồng thời, tổng phương sai trích đạt 73.721% cho thấy 4 nhân tố này giải thích được phần lớn sự biến thiên của các biến trong mô hình.
Bảng 3. Kết quả tổng phương sai trích
| Nhân tố | Giá trị Eigenvalues | Chỉ số sau khi trích | Chỉ số sau khi xoay | ||||||
| Tổng | Phương sai trích | Tích lũy phương sai trích | Tổng | Phương sai trích | Tích lũy phương sai trích | Tổng | Phương sai trích | Tích lũy phương sai trích | |
| 1 | 3.577 | 23.846 | 23.846 | 3.577 | 23.846 | 23.846 | 3.545 | 23.636 | 23.636 |
| 2 | 2.938 | 19.584 | 43.431 | 2.938 | 19.584 | 43.431 | 2.896 | 19.305 | 42.941 |
| 3 | 2.278 | 15.189 | 58.619 | 2.278 | 15.189 | 58.619 | 2.318 | 15.450 | 58.391 |
| 4 | 2.265 | 15.102 | 73.721 | 2.265 | 15.102 | 73.721 | 2.299 | 15.330 | 73.721 |
| 5 | .479 | 3.193 | 76.914 | ||||||
| 6 | .432 | 2.877 | 79.791 | ||||||
| 7 | .422 | 2.815 | 82.606 | ||||||
| 8 | .393 | 2.620 | 85.225 | ||||||
| 9 | .388 | 2.587 | 87.813 | ||||||
| 10 | .372 | 2.483 | 90.295 | ||||||
| 11 | .349 | 2.326 | 92.621 | ||||||
| 12 | .299 | 1.993 | 94.614 | ||||||
| 13 | .288 | 1.919 | 96.533 | ||||||
| 14 | .271 | 1.805 | 98.338 | ||||||
| 15 | .249 | 1.662 | 100.000 | ||||||
Bảng 4 trình bày ma trận các yếu tố quay như sau:
Bảng 4. Kết quả phân tích EFA
| Nhân tố | ||||
| 1 | 2 | 3 | 4 | |
| HICN3 | .869 | |||
| HICN4 | .844 | |||
| HICN5 | .836 | |||
| HICN2 | .829 | |||
| HICN1 | .823 | |||
| CCQ1 | .878 | |||
| CCQ4 | .852 | |||
| CCQ3 | .841 | |||
| CCQ2 | .819 | |||
| DKTL1 | .881 | |||
| DKTL3 | .878 | |||
| DKTL2 | .855 | |||
| NT3 | .877 | |||
| NT1 | .869 | |||
| NT2 | .865 | |||
Kết quả nhóm các yếu tố như sau:
Nhóm 1 gồm các biến: HICN3, HICN4, HICN5, HICN2, HICN1 (hệ số tải nhân tố từ 0.823 – 0.869). Nhóm nhân tố này được gọi là tính hữu ích và cảm nhận.
Nhóm 2 gồm các biến: CCQ1, CCQ4, CCQ3, CCQ2 (hệ số tải nhân tố từ 0.819 đ-0.878). Nhóm nhân tố này được gọi là chuẩn chủ quan.
Nhóm 3 gồm các biến: DKTL1, DKTL3, DKTL2 (hệ số tải nhân tố từ 0.855 – 0.881). Nhóm nhân tố này được gọi là điều kiện thuận lợi.
Nhóm 4 gồm các biến: NT3, NT1, NT2 (hệ số tải nhân tố từ 0.865 – 0.877). Nhóm nhân tố này được gọi là nhận thức kiểm soát hành vi.
Theo kết quả tại Bảng 5, hệ số xác định R² đạt 0.379, cho thấy mô hình hồi quy có khả năng giải thích 37.9% sự biến thiên của ý định tiêu dùng các sản phẩm du lịch xanh của Millennials Việt Nam thông qua bốn biến độc lập. Bên cạnh đó, chỉ số Durbin-Watson của mô hình bằng 1.830 ~ 2, cho thấy không tồn tại hiện tượng tự tương quan trong phần dư, qua đó khẳng định tính phù hợp của mô hình hồi quy.
Bảng 5. Kết quả phân tích hồi quy bội
| Mô hình | R | R bình phương | R bình phương hiệu chỉnh | Ước lượng sai số chuẩn | Change Statistics | Durbin-Watson | ||||
| mức thay đổi của R²) | ChỈ số thay đổi F | Bậc tự do thứ nhất | Bậc tự do thứ 2 | Giá trị p-value của chỉ số F | ||||||
| 1 | .533a | .284 | .272 | .44821 | .284 | 23.375 | 4 | 236 | .000 | 1.830 |
Kết quả kiểm định về mức ý nghĩa thể hiện trong Bảng 6 như sau:
Bảng 6. Kết quả phân tích ANOVAa
| Mô hình | Tổng các bình phương | Bậc tự do | Trung bình các bình phương | Giá trị F | Giá trị Sig. | |
| 1 | Hồi quy | 18.784 | 4 | 4.696 | 23.375 | .000b |
| Phần dư | 47.411 | 236 | .201 | |||
| Tổng | 66.195 | 240 | ||||
Kết quả cho thấy, giá trị F = 23.375 với Sig. = 0.000 (< 0.05), chứng tỏ mô hình hồi quy phù hợp với dữ liệu thực tế. Nói cách khác, các biến độc lập có mối quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc ở mức ý nghĩa 5%, tương ứng với độ tin cậy 95%. Kết quả phân tích các hệ số hồi quy của mô hình được trình bày chi tiết trong Bảng 7.
Bảng 7. Hệ hồi quy của mô hình
| Mô hình | Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số chuẩn hóa | t | Giá trị Sig. | VIF | ||
| B | Sai số chuẩn | Beta | |||||
| 1 | (Constant) | .959 | .272 | 3.524 | .001 | ||
| HICN | .175 | .040 | .241 | 4.361 | .000 | 1.005 | |
| NT | .176 | .040 | .245 | 4.438 | .000 | 1.003 | |
| CCQ | .256 | .041 | .344 | 6.233 | .000 | 1.004 | |
| DKtl | .124 | .039 | .176 | 3.191 | .002 | 1.005 | |
Từ kết quả phân tích, phương trình hồi quy ước lượng như sau:
YD= 0.175*HICN + 0. 176*NT + 0. 256*CCQ + 0. 124*DKTL + 0.959 +e
Kết quả từ phương trình hồi quy cho thấy các biến tính hữu ích và cảm nhận, nhận thức kiểm soát hành vi, chuẩn chủ quan và điều kiện thuận lợi đều có tác động tích cực đến ý định tiêu dùng các sản phẩm du lịch xanh của Millennials Việt Nam. Bảng 7 phản ánh mức độ ảnh hưởng của bốn biến độc lập đến biến phụ thuộc, trong đó chuẩn chủ quan có tác động mạnh nhất, tiếp theo là nhận thức kiểm soát hành vi và tính hữu ích và cảm nhận, trong khi điều kiện thuận lợi có mức ảnh hưởng thấp hơn. Điều này cho thấy, yếu tố xã hội đóng vai trò nổi bật, đồng thời các yếu tố nhận thức và điều kiện hỗ trợ cũng góp phần quan trọng trong việc hình thành ý định tiêu dùng du lịch xanh.
5. Hàm ý chính sách
Kết quả nghiên cứu thực nghiêm cho thấy, chuẩn chủ quan có mức độ ảnh hưởng lớn nhất, tiếp đó là nhận thức kiểm soát hành vi, tính hữu ích và cảm nhận và cuối cùng là điều kiện thuận lợi. Trên cơ sở đó, nghiên cứu này đề xuất một số giải pháp thúc đẩy ý định tiêu dùng sản phẩm du lịch xanh của Millennials Việt Nam như sau:
Thứ nhất, cần tăng cường tác động của chuẩn chủ quan thông qua truyền thông xã hội, KOLs và các chiến dịch lan tỏa lối sống xanh, qua đó tạo ảnh hưởng tích cực từ cộng đồng và xu hướng xã hội.
Thứ hai, để nâng cao nhận thức kiểm soát hành vi, cần cải thiện khả năng tiếp cận thông tin và sự thuận tiện trong việc lựa chọn các sản phẩm du lịch xanh thông qua các nền tảng số và dịch vụ minh bạch. Nhà nước và doanh nghiệp nên cung cấp thông tin rõ ràng, minh bạch về các sản phẩm du lịch xanh, đồng thời phát triển các nền tảng đặt dịch vụ dễ sử dụng, giúp Millennials Việt Nam cảm thấy việc lựa chọn du lịch xanh là dễ dàng và trong tầm kiểm soát.
Thứ ba, cần nhấn mạnh tính hữu ích và cảm nhận của du lịch xanh bằng cách truyền thông rõ ràng về lợi ích cá nhân và xã hội mà loại hình này mang lại. Cần nhấn mạnh lợi ích cụ thể của du lịch xanh như bảo vệ môi trường, trải nghiệm độc đáo và giá trị cá nhân. Các chiến dịch truyền thông nên làm nổi bật giá trị “vừa có ích cho bản thân, vừa có ích cho xã hội”, từ đó nâng cao nhận thức tích cực của người tiêu dùng trẻ.
Thứ tư, việc hoàn thiện điều kiện thuận lợi như cơ sở hạ tầng, đa dạng hóa sản phẩm và chính sách hỗ trợ doanh nghiệp cũng là yếu tố quan trọng giúp giảm rào cản và khuyến khích Millennials tham gia nhiều hơn.
Tổng thể, các chính sách nên kết hợp giữa truyền thông xã hội, nâng cao nhận thức, cải thiện khả năng tiếp cận và hoàn thiện hạ tầng, nhằm tạo môi trường thuận lợi cho sự phát triển của du lịch xanh trong nhóm Millennials Việt Nam.
6. Kết luận
Nghiên cứu đã phân tích các yếu tố tác động đến ý định tiêu dùng sản phẩm du lịch xanh của Millennials Việt Nam, qua đó làm rõ vai trò của các yếu tố xã hội và nhận thức cá nhân đối với xu hướng tiêu dùng bền vững. Kết quả cho thấy, chuẩn chủ quan có tác động mạnh nhất đến ý định tiêu dùng, tiếp đến là nhận thức kiểm soát hành vi, tính hữu ích và cảm nhận, cùng điều kiện thuận lợi. Những kết quả này cho thấy việc thúc đẩy tiêu dùng du lịch xanh cần chú trọng đồng thời, tác động xã hội, nâng cao nhận thức và tạo điều kiện thuận lợi cho người tiêu dùng. Trên cơ sở đó, nghiên cứu góp phần cung cấp cơ sở khoa học cho việc xây dựng chính sách và giải pháp phát triển du lịch xanh tại Việt Nam.
Tài liệu tham khảo:
Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(2), 179-211.
Davis, F. D. (1989). Perceived usefulness, perceived ease of use, and user acceptance of information technology. MIS Quarterly, 13(3), 319-340.
Han, H., Hsu, L. T., & Sheu, C. (2010). Application of the theory of planned behavior to green hotel choice. Tourism Management, 31(3), 325-334.
Johnstone, M. L., & Tan, L. P. (2015). Exploring the gap between consumers’ green rhetoric and purchasing behaviour. Journal of Business Ethics, 132(2), 311-328.
Paul, J., Modi, A., & Patel, J. (2016). Predicting green product consumption. Journal of Retailing and Consumer Services, 29, 123-134.
Smith, K. T., Brower, T. R., & Smith, L. M. (2018). Generation Z and environmentally responsible behavior. Journal of Marketing Development and Competitiveness, 12(3), 45-56.
