Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách nội địa tại TP. Vũng Tàu
Nghiên cứu phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách nội địa tại TP. Vũng Tàu, từ đó, đề xuất một số hàm ý quản trị nhằm xây dựng du lịch bền vững và bảo vệ cảnh quan thiên thiên tại TP. Vũng Tàu.
ThS. Võ Thị Ngọc Hà*, Phạm Thanh Huy
Viện Đào tạo Quốc tế – Trường Đại học Nguyễn Tất Thành
*Email: vtnha@ntt.edu.vn
Tóm tắt
Nghiên cứu này phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách nội địa tại TP. Vũng Tàu, dựa trên lý thuyết hành vi có kế hoạch (TPB) và lý thuyết kích hoạt chuẩn mực (NAT). Kết quả cho thấy, các yếu tố Thái độ, Nhận thức kiểm soát hành vi, Hình ảnh điểm đến và Chuẩn mực đạo đức cá nhân có ảnh hưởng tích cực đến Ý định bảo vệ môi trường của du khách. Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng, Nhận thức về tác hại của du lịch và Nhận thức trách nhiệm chưa có ảnh hưởng đáng kể đến Ý định hành vi trách nhiệm với môi trường. Từ đó, nghiên cứu đề xuất một số hàm ý quản trị nhằm xây dựng du lịch bền vững và bảo vệ cảnh quan thiên nhiên tại TP. Vũng Tàu.Từ khóa: ý định hành vi, trách nhiệm với môi trường, du lịch bền vững, nhận thức kiểm soát hành vi, hình ảnh điểm đếnGIỚI THIỆU
Du lịch bền vững ngày càng được các quốc gia trên thế giới quan tâm do những lo ngại về tác động tiêu cực của du lịch đối với môi trường. Tại Việt Nam, ngành du lịch mang lại nhiều lợi ích kinh tế, nhưng cũng gây áp lực lên tài nguyên thiên nhiên, đặc biệt tại thành phố biển Vũng Tàu.Là điểm đến nổi tiếng, Vũng Tàu thu hút hàng triệu lượt khách mỗi năm, nhưng cũng đối mặt với các vấn đề, như: ô nhiễm, rác thải và suy giảm tài nguyên. Vì vậy, việc hiểu các yếu tố thúc đẩy du khách thực hiện hành vi trách nhiệm với môi trường là cần thiết để thúc đẩy du lịch bền vững và bảo tồn di sản tự nhiên, văn hóa của Thành phố (Vuong và Nguyen, 2024).Nghiên cứu này nhằm tìm hiểu các yếu tố ảnh hưởng đến ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách nội địa tại TP. Vũng Tàu. Kết quả nghiên cứu sẽ cung cấp thông tin hữu ích cho các nhà quản lý và hoạch định chính sách trong việc thúc đẩy du lịch có trách nhiệm, góp phần giúp Vũng Tàu phát triển thành một điểm đến bền vững.CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Cơ sở lý thuyết và giả thuyết nghiên cứu
Nhận thức về tác hại của du lịch là sự hiểu biết của du khách về các tác động tiêu cực mà hoạt động du lịch có thể gây ra cho môi trường và cộng đồng địa phương (Schwartz, 1977). Khi du khách nhận thức rõ hơn về những hậu quả tiêu cực, như: suy thoái tài nguyên hay ô nhiễm, họ có xu hướng hình thành ý định thực hiện hành vi có trách nhiệm với môi trường (D’Arco và cộng sự, 2023).Theo Confente và Scarpi (2021), nhận thức về tác hại của du lịch có thể gia tăng ý thức trách nhiệm và thúc đẩy hành vi bảo vệ môi trường. Từ đó, giả thuyết nghiên cứu được đề xuất như sau:H1: Nhận thức về tác hại của du lịch có ảnh hưởng tích cực đến Ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách.Nhận thức trách nhiệm là nhận thức của du khách về nghĩa vụ cá nhân trong việc hạn chế các tác động tiêu cực do hành vi của mình gây ra (Henseler và cộng sự, 2015). Những du khách với nhận thức trách nhiệm cao sẽ có xu hướng hình thành ý định thực hiện các hành vi bảo vệ môi trường, vì họ cảm thấy có thể đóng góp vào việc giảm thiểu ảnh hưởng xấu (Gao và cộng sự, 2017).D’Arco và cộng sự (2023) cũng chỉ ra rằng, nhận thức trách nhiệm thúc đẩy ý định hành vi bảo vệ môi trường tại các điểm du lịch. Từ đó, giả thuyết nghiên cứu được đề xuất như sau:H2: Nhận thức trách nhiệm có ảnh hưởng tích cực đến Ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách.Chuẩn mực đạo đức cá nhân là những nguyên tắc và chuẩn mực cá nhân của một người dựa trên giá trị và nhận thức về đúng/sai (Schwartz, 1977). Những du khách có chuẩn mực đạo đức cao thường có ý định thực hiện hành vi bảo vệ môi trường mạnh mẽ hơn, bởi họ tin rằng đây là điều nên làm (Esfandiar và cộng sự, 2020). Nghiên cứu tại các điểm du lịch đã chỉ ra rằng, chuẩn mực đạo đức có tác động tích cực đến ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách (Gursoy và cộng sự, 2019). Từ đó, giả thuyết nghiên cứu được đề xuất như sau:H3: Chuẩn mực đạo đức cá nhân có ảnh hưởng tích cực đến Ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách.Thái độ đối với hành vi trách nhiệm với môi trường là cảm nhận tích cực của du khách về ý nghĩa và lợi ích của các hành vi bảo vệ môi trường (Gao và cộng sự, 2016). Thái độ tích cực sẽ thúc đẩy du khách hình thành ý định thực hiện các hành vi có trách nhiệm, như bảo vệ tài nguyên và giảm thiểu ô nhiễm (Filimonau và cộng sự, 2018).Nghiên cứu tại Đài Loan cho thấy, thái độ tích cực đối với du lịch bền vững có ảnh hưởng lớn đến ý định hành vi bảo vệ môi trường của người dân địa phương (Cheng và cộng sự, 2019). Từ đó, giả thuyết nghiên cứu được đề xuất như sau:H4: Thái độ đối với hành vi trách nhiệm với môi trường có ảnh hưởng tích cực đến Ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách.Nhận thức kiểm soát hành vi là niềm tin của du khách vào khả năng thực hiện hành vi của mình; nói cách khác, khi du khách tin rằng, họ có thể dễ dàng thực hiện các hành vi bảo vệ môi trường, họ sẽ có xu hướng hình thành ý định làm điều đó (Zheng và cộng sự, 2017). Trong Lý thuyết hành vi có kế hoạch của Ajzen (1991), nhận thức kiểm soát hành vi là một yếu tố quan trọng thúc đẩy ý định hành vi. Từ đó, giả thuyết nghiên cứu được đề xuất như sau:H5: Nhận thức kiểm soát hành vi có ảnh hưởng tích cực đến Ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách.Hình ảnh điểm đến là sự nhận thức và ấn tượng tổng thể của du khách về một điểm đến, bao gồm các yếu tố như môi trường tự nhiên, văn hóa và độ an toàn (Lawson và Baud Bovy, 1977). Khi điểm đến có hình ảnh tích cực, du khách sẽ hình thành cam kết bảo vệ và duy trì nơi đó, từ đó nâng cao ý định hành vi bảo vệ môi trường (Lu và cộng sự, 2023). Kulshrestha và cộng sự (2023) cũng cho thấy, hình ảnh điểm đến có tác động tích cực đến ý định hành vi có trách nhiệm của du khách. Từ đó, giả thuyết nghiên cứu được đề xuất như sau:H6: Hình ảnh điểm đến có ảnh hưởng tích cực đến Ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách.Mô hình nghiên cứuTừ các giả thuyết nói trên, nhóm tác giả xây dựng mô hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến ý dịnh hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách nội địa tại TP. Vũng Tàu như Hình.Hình: Mô hình nghiên cứu đề xuất
Nguồn: Nhóm tác giả nghiên cứu đề xuất
Bảng 1: Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha
Ký hiệu | Nội dung | Hệ số tương quan biến tổng | Cronbach’s Alpha nếu loại biến | Cronbach’s Alpha |
|---|---|---|---|---|
TH | Nhận thức về tác hại của du lịch | |||
TH1 | Du lịch làm cạn kiệt tài nguyên. | 0.691 | 0.783 | 0.836 |
TH2 | Du lịch gây ô nhiễm môi trường tại các điểm đến du lịch. | 0.722 | 0.768 | |
TH3 | Du lịch làm tổn hại đến tính bền vững của các điểm đến du lịch. | 0.717 | 0.773 | |
TH4 | Du lịch thương mại hóa các giá trị văn hóa truyền thống. | 0.558 | 0.846 | |
TN | Nhận thức về trách nhiệm | |||
TN1 | Phải cùng nhau chịu trách nhiệm về các vấn đề do hoạt động của khách du lịch gây ra. | 0.427 | 0.634 | 0.661 |
TN2 | Có một số điều khách du lịch có thể làm để giảm thiểu hoặc loại bỏ các tác động tiêu cực của du lịch. | 0.517 | 0.510 | |
TN3 | Khách du lịch có trách nhiệm đóng góp vào tính bền vững của điểm đến du lịch trong suốt chuyến đi | 0.480 | 0.556 | |
ĐĐ | Chuẩn mực đạo đức cá nhân | |||
ĐĐ1 | Du khách có nghĩa vụ tuân thủ các khuyến nghị về trách nhiệm du lịch . | 0.665 | 0.683 | 0.792 |
ĐĐ2 | Du khách phải có hành vi có trách nhiệm khi đi du lịch lịch. | 0.650 | 0.701 | |
ĐĐ3 | Du khách có nghĩa vụ giảm thiểu tác động tiêu cực đến môi trường, văn hóa, người dân địa phương khi đi du lịch. | 0.590 | 0.762 | |
TĐ | Thái độ đối với trách nhiệm hành vi môi trường | |||
TĐ1 | Bảo vệ môi trường khi đi du lịch là một hành vi mang lại lợi ích. | 0.645 | 0.849 | 0.868 |
TĐ2 | Bảo vệ môi trường khi đi du lịch là hành vi tốt . | 0.607 | 0.854 | |
TĐ3 | Bảo vệ môi trường khi đi du lịch là một hành vi có trách nhiệm. | 0.652 | 0.849 | |
TĐ4 | Bảo vệ môi trường khi đi du lịch là một hành vi có giá trị. | 0.677 | 0.847 | |
TĐ5 | Bảo vệ môi trường khi đi du lịch là hành vi thích hợp. | 0.633 | 0.851 | |
TĐ6 | Bảo vệ môi trường khi đi du lịch là hành vi rất thoải mái. | 0.673 | 0.846 | |
TĐ7 | Bảo vệ môi trường khi đi du lịch là hành vi rất hấp dẫn và thú vị. | 0.580 | 0.857 | |
TĐ8 | Bảo vệ môi trường khi đi du lịch là hành vi rất khôn ngoan. | 0.541 | 0.863 | |
KS | Nhận thức kiểm soát hành vi | |||
KS1 | Bảo vệ môi trường nằm trong quyền kiểm soát của tôi. | 0.479 | 0.483 | 0.634 |
KS2 | Bảo vệ môi trường khi đi du lịch là hành vi dễ thực hiện. | 0.510 | 0.453 | |
KS3 | Tôi có nguồn lực, thời gian và cơ hội bảo vệ môi trường khi đi du lịch | 0.353 | 0.661 | |
HA | Hình ảnh điểm đến | |||
HA1 | Vũng Tàu có uy tín tốt về môi trường trong tâm trí du khách. | 0.704 | 0.760 | 0.822 |
HA2 | Vũng Tàu có môi trường trong lành và tự nhiên. | 0.724 | 0.755 | |
HA3 | Vũng Tàu có bầu không khí thiên nhiên khác biệt (đặc trưng của vùng biển). | 0.689 | 0.766 | |
HA4 | Vũng Tàu có bầu không khí sôi động hơn những vùng biển khác. | 0.442 | 0.835 | |
HA5 | Ngành du lịch Vũng Tàu tích cự tổ chức và thực hiện các hoạt động thân thiện với môi trường. | 0.540 | 0.810 | |
YD | Ý định hành vi có trách nhiệm đối với môi trường | |||
YD1 | Tôi sẵn sàng tham gia bảo vệ môi trường khi đi du lịch. | 0.578 | 0.739 | 0.784 |
YD2 | Tôi sẽ cố gắng tham gia bảo vệ môi trường khi đi du lịch. | 0.609 | 0.730 | |
YD3 | Tôi có ý định tham gia bảo vệ môi trường khi đi du lịch. | 0.639 | 0.719 | |
YD4 | Tôi có kế hoạch tham gia bảo vệ môi trường khi đi du lịch. | 0.557 | 0.745 | |
YD5 | Tôi sẽ xem xét tham gia bảo vệ môi trường khi đi du lịch | 0.453 | 0.787 | |
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
Phân tích EFAPhân tích EFA cho các biến độc lậpKết quả kiểm định sau 4 lần chạy EFA (Bảng 2), với việc loại bỏ lần lượt 3 biến quan sát là TĐ3, TĐ2 và TĐ1, cho thấy hệ số KMO = 0.757, đáp ứng điều kiện 0.5 < KMO < 1, chứng tỏ rằng phân tích EFA phù hợp với dữ liệu nghiên cứu.Đồng thời, kiểm định Bartlett có giá trị Sig. = 0.000 (< 1%) cho thấy, mối tương quan giữa các biến trong từng nhân tố đạt mức ý nghĩa, phù hợp với mô hình nghiên cứu. Tại mức giá trị Eigenvalues = 1.192 > 1, phân tích EFA đã trích xuất được 6 nhân tố từ 23 biến quan sát, với tổng phương sai trích đạt 65.062% (> 50%), đáp ứng yêu cầu về giải thích biến thiên dữ liệu.Kết quả ma trận nhân tố xoay (Bảng 2) cho thấy cả 6 nhân tố gồm:- Nhận thức về tác hại của du lịch (TH);
- Nhận thức trách nhiệm (TN);
- Chuẩn mực đạo đức cá nhân (ĐĐ);
- Thái độ đối với hành vi trách nhiệm với môi trường (TĐ);
- Nhận thức kiểm soát hành vi (KS)
- Hình ảnh điểm đến (HA)
Bảng 2: Phân tích nhân tố khám phá EFA cho biến độc lập
Thành phần | Nhân tố | ||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | ||
Nhận thức về tác hại của du lịch | TH1 | 0.814 | |||||
TH2 | 0.856 | ||||||
TH3 | 0.848 | ||||||
TH4 | 0.722 | ||||||
Nhận thức về trách nhiệm | TN1 | 0.471 | |||||
TN2 | 0.772 | ||||||
TN3 | 0.678 | ||||||
Chuẩn mực đạo đức cá nhân | ĐĐ1 | 0.768 | |||||
ĐĐ2 | 0.758 | ||||||
ĐĐ3 | 0.733 | ||||||
Thái độ đối với trách nhiệm hành vi môi trường | TĐ4 | 0.635 | |||||
TĐ5 | 0.659 | ||||||
TĐ6 | 0.755 | ||||||
TĐ7 | 0.775 | ||||||
TĐ8 | 0.745 | ||||||
Hình ảnh điểm đến | HA1 | 0.831 | |||||
HA2 | 0.862 | ||||||
HA3 | 0.843 | ||||||
HA4 | 0.568 | ||||||
HA5 | 0.641 | ||||||
Nhận thức kiể soát hành vi | KS1 | 0.815 | |||||
KS2 | 0.760 | ||||||
KS3 | 0.523 | ||||||
Mức ý nghĩa (Sig. Trong kiểm định Bartlett) | 0.000 | ||||||
Hệ số KMO | 0.757 | ||||||
Tổng phương sai trích | 65.062% | ||||||
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
Phân tích EFA cho biến phụ thuộcBiến phụ thuộc YD gồm 5 biến quan sát (YD1, YD2, YD3, YD4 và YD5), được thiết kế để đo lường Ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách nội địa tại TP. Vũng Tàu. Kết quả phân tích EFA (Bảng 3) cho thấy, 1 nhân tố đã được trích xuất với hệ số KMO = 0.693, đáp ứng yêu cầu (> 0.5). Phương sai trích đạt 54.887%, cao hơn mức tối thiểu 50%, chứng tỏ EFA là phù hợp với dữ liệu nghiên cứu. Các biến quan sát này đều đáp ứng các tiêu chí về hệ số tải nhân tố, đảm bảo độ tin cậy cho các phân tích tiếp theo.Bảng 3: Phân tích EFA cho biến phụ thuộc
Thành phần | Nhân tố | |
|---|---|---|
1 | ||
Ý định hành vi trách nhiệm với môi trường | YD1 | 0.772 |
YD2 | 0.792 | |
YD3 | 0.788 | |
YD4 | 0.719 | |
YD5 | 0.618 | |
Mức ý nghĩa (Sig. trong kiểm định Bartlett) | 0.000 | |
Hệ số KMO | 0.693 | |
Tổng phương sai trích | 54.887% | |
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
Phân tích tương quan PearsonKết quả phân tích tương quan Pearson (Bảng 4) cho thấy, Ý định hành vi trách nhiệm với môi trường có mối tương quan dương mạnh với Thái độ đối với hành vi trách nhiệm với môi trường, Chuẩn mực đạo đức cá nhân, Nhận thức kiểm soát hành vi và Nhận thức trách nhiệm cho thấy, khi các yếu tố này gia tăng, Ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách cũng tăng theo.Ngược lại, Nhận thức về tác hại của du lịch không có tương quan đáng kể với Ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách và có tương quan âm với Hình ảnh điểm đến, cho thấy Nhận thức về tác hại của du lịch ít ảnh hưởng đến Ý định hành vi, nhưng có thể tác động tiêu cực đến Hình ảnh điểm đến.Ngoài ra, Nhận thức trách nhiệm có tương quan dương với Chuẩn mực đạo đức cá nhân và Thái độ đối với Hành vi trách nhiệm, thể hiện sự tác động qua lại trong việc định hình ý thức trách nhiệm môi trường của du khách. Kết quả tương quan chỉ cung cấp cái nhìn sơ bộ và vì hệ số tương quan giữa một số biến độc lập ở mức trung bình, kiểm định đa cộng tuyến sẽ cần thực hiện để xác định ảnh hưởng lẫn nhau giữa các biến độc lập trong bước tiếp theo.Bảng 4: Trung bình, độ lệch chuẩn và tương quan tuyến tính
Pearson giữa các biến
Biến | Mã biến | Trung bình | Độ lệch chuẩn | Tương quan tuyến tính Pearson | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
YD | TH | TN | ĐĐ | TĐ | HA | KS | ||||
Ý định hành vi trách nhiệm với môi trường | YD | 4.100 | 0.680 | 1 | -0.012 | .452** | .485** | .624** | .303** | .501** |
Nhận thức về tác hại của du lịch | TH | 2.920 | 0.990 | 1 | 0.038 | 0.080 | 0.096 | -.254** | -0.048 | |
Nhận thức trách nhiệm | TN | 3.943 | 0.735 | 1 | .477** | .468** | .202* | .369** | ||
Chuẩn mực đạo đức cá nhân | ĐĐ | 4.240 | 0.695 | 1 | .496** | 0.118 | .334** | |||
Thái độ đối với hành vi trách nhiệm với môi trường | TĐ | 4.000 | 0.685 | 1 | 0.102 | .423** | ||||
Hình ảnh điểm đến | HA | 3.695 | 0.740 | 1 | .223** | |||||
Nhận thức kiểm soát hành vi | KS | 3.788 | 0.732 | 1 | ||||||
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
Phân tích hồi quyHệ số R = 0.723 cho thấy, mô hình hồi quy tuyến tính có mối tương quan mạnh với biến phụ thuộc (YD). R2 = 0.522 chỉ ra rằng, 52.2% sự biến thiên trong ý định hành vi trách nhiệm với môi trường (YD) được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình (TH, TN, ĐĐ, TĐ, HA, và KS). Hệ số Durbin-Watson = 1.726, nằm trong khoảng an toàn (1.5-2.5) cho thấy, không có dấu hiệu tự tương quan nghiêm trọng trong phần dư (Bảng 5).Bảng 5: Tóm tắt mô hình
Mô hình | R | R2 | R2 hiệu chỉnh | Sai số chuẩn | Durbin-Watson |
1 | .723a | 0.522 | 0.502 | 0.47978 | 1.726 |
a. Biến độc lập: TH, TN, ĐĐ, TĐ, HA, KS b. Biến phụ thuộc: YD | |||||
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
Giá trị F = 25.331 với mức ý nghĩa P = 0.000 (< 0.05) cho thấy, mô hình hồi quy là phù hợp, tức là ít nhất một trong các biến độc lập có mối quan hệ có ý nghĩa với biến phụ thuộc YD (Bảng 6).Bảng 6: ANOVA
Mô hình | Tổng bình phương | df | Trung bình bình phương | F | Sig. | |
|---|---|---|---|---|---|---|
1 | Hồi quy | 34.984 | 6 | 5.831 | 25.331 | .000b |
Phần dư | 31.996 | 139 | 0.230 | |||
Tổng | 66.980 | 145 | ||||
a. Biến phụ thuộc: YD b. Biến độc lập: TH, TN, ĐĐ, TĐ, HA, KS | ||||||
Bảng 7: Hệ số hồi quy
Mô hình | Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa | Hệ số hồi quy chuẩn hóa | t | Sig. | Thống kê đa cộng tuyến | |||
B | Sai số chuẩn | Beta | Độ chấp nhận | VIF | ||||
1 | (Hằng số) | 0.245 | 0.362 | 0.677 | 0.500 | |||
TH | -0.007 | 0.042 | -0.010 | -0.171 | 0.865 | 0.913 | 1.095 | |
TN | 0.069 | 0.066 | 0.074 | 1.036 | 0.302 | 0.667 | 1.498 | |
ĐĐ | 0.155 | 0.070 | 0.158 | 2.203 | 0.029 | 0.669 | 1.495 | |
TĐ | 0.402 | 0.073 | 0.406 | 5.505 | 0.000 | 0.633 | 1.579 | |
HA | 0.164 | 0.058 | 0.179 | 2.841 | 0.005 | 0.870 | 1.150 | |
KS | 0.194 | 0.063 | 0.209 | 3.089 | 0.002 | 0.752 | 1.331 | |
a. Biến phụ thuộc: YD | ||||||||
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊKết luậnKết quả nghiên cứu cho thấy, có 4 yếu tố ảnh hưởng tích cực đến ý định hành vi trách nhiệm với môi trường của du khách nội địa tại TP. Vũng Tàu theo thứ tự mức độ tác động giảm dần, bao gồm: Thái độ đối với hành vi trách nhiệm với môi trường; Nhận thức kiểm soát hành vi; Hình ảnh điểm đến và Chuẩn mực đạo đức cá nhân.Hàm ý quản trịĐể xây dựng môi trường du lịch bền vững và nâng cao ý thức bảo vệ môi trường, nhóm tác giả đề xuất một số hàm ý quản trị sau:Thái độ đối với hành vi trách nhiệm với môi trường: Triển khai các chiến dịch truyền thông nhằm nâng cao nhận thức của du khách về giá trị của việc bảo vệ môi trường. Các chiến dịch này nên nhấn mạnh rằng, đây là hành vi có ý nghĩa, phù hợp và cần thiết, thông qua các kênh truyền thông đại chúng và tại các điểm du lịch.Doanh nghiệp du lịch có thể tổ chức các chương trình trải nghiệm thực tế, như: các tour du lịch xanh và hoạt động làm sạch bãi biển, giúp du khách cảm thấy việc bảo vệ môi trường là một phần thú vị và quan trọng của chuyến đi. Khách du lịch nên xem bảo vệ môi trường là một nghĩa vụ và lợi ích lâu dài, đồng thời tích cực tham gia vào các hoạt động này khi có cơ hội.Nhận thức kiểm soát hành vi: Phát triển cơ sở hạ tầng và dịch vụ hỗ trợ, như: thùng rác phân loại, nhà vệ sinh thân thiện với môi trường, nhằm tạo điều kiện thuận lợi để du khách dễ dàng thực hiện các hành vi bảo vệ môi trường.Doanh nghiệp du lịch nên cung cấp tài liệu hướng dẫn và các công cụ, như: túi sinh thái và bình nước tái sử dụng, để du khách có thể kiểm soát hành vi bảo vệ môi trường của mình dễ dàng hơn. Khách du lịch nên chủ động mang theo các vật dụng thân thiện với môi trường và tận dụng các nguồn lực này, thực hiện các hành vi bảo vệ môi trường một cách tích cực và tự giác.Hình ảnh điểm đến: Bảo tồn và duy trì cảnh quan tự nhiên của Vũng Tàu, đồng thời ban hành các chính sách bảo vệ môi trường, như: kiểm soát rác thải và duy trì không khí trong lành, để tạo dựng hình ảnh Vũng Tàu là điểm đến xanh và sạch.Doanh nghiệp du lịch nên tổ chức các hoạt động bảo vệ môi trường định kỳ, như: dọn dẹp bãi biển và trồng cây xanh, nhằm củng cố hình ảnh Vũng Tàu là điểm đến bền vững. Khách du lịch nên tham gia và ủng hộ các hoạt động này, đồng thời chia sẻ trải nghiệm tích cực về Vũng Tàu với cộng đồng để lan tỏa hình ảnh một điểm đến thân thiện với môi trường.Chuẩn mực đạo đức cá nhân: Thiết lập các quy định và chuẩn mực đạo đức rõ ràng về du lịch bền vững, khuyến khích du khách tự giác tuân thủ các quy định này. Các quy định có thể được phổ biến qua bảng thông báo và tờ rơi tại các điểm du lịch để giúp du khách nhận thức rõ về trách nhiệm của mình.Doanh nghiệp du lịch nên cung cấp các tài liệu, thông tin về trách nhiệm đạo đức, như: việc giảm thiểu tác động tiêu cực đến môi trường và văn hóa địa phương, để nâng cao ý thức của du khách về du lịch có trách nhiệm. Khách du lịch nên ý thức rõ trách nhiệm đạo đức của mình, tự giác tuân thủ các quy định và hướng dẫn về bảo vệ môi trường và tôn trọng văn hóa địa phương khi đi du lịch./.TÀI LIỆU THAM KHẢO1. Ajzen, I. (1991), The Theory of planned behavior, Organizational Behavior and Human Decision Processes.2. Cheng, T. M., Wu, H. C., Wang, J. T. M., and Wu, M. R. (2019), Community Participation as a mediating factor on residents’ attitudes towards sustainable tourism development and their personal environmentally responsible behaviour, Current Issues in Tourism, 22(14), 1764-1782.3. Confente, I., and Scarpi, D. (2021), Achieving environmentally responsible behavior for tourists and residents: A norm activation theory perspective, Journal of Travel Research, 60(6), 1196-1212.4. D’Arco, M., Marino, V., and Resciniti, R. (2023), Exploring the pro-environmental behavioral intention of Generation Z in the tourism context: The role of injunctive social norms and personal norms, Journal of Sustainable Tourism, 1-22.5. Esfandiar, K., Dowling, R., Pearce, J., and Goh, E. (2020), Personal norms and the adoption of pro-environmental binning behaviour in national parks: An integrated structural model approach, Journal of Sustainable Tourism, 28(1), 10-32.6. Filimonau, V., Matute, J., Mika, M., and Faracik, R. (2018), National culture as a driver of pro-environmental attitudes and behavioural intentions in tourism, Journal of Sustainable Tourism, 26(10), 1804-1825.7. Gao, J., Huang, Z., and Zhang, C. (2017), Tourists’ perceptions of responsibility: An application of norm-activation theory, Journal of Sustainable Tourism, 25(2), 276-291.8. Gursoy, D., Zhang, C., and Chi, O. H. (2019), Determinants of locals’ heritage resource protection and conservation responsibility behaviors, International Journal of Contemporary Hospitality Management, 31(6), 2339-2357.9. 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, 115-135.10. Kulshrestha, R., Pandey, A., and Lata, M. (2023), Examining the predictors of environmentally responsible tourism behavior during COVID-19.11. Lawson, F., M Baud-Bovy (1977), Tourism and recreation development, Architectural Press.12. Lu, L., Jiao, M., and Weng, L. (2023), Influence of first-time visitors’ perceptions of destination image on perceived value and destination loyalty: A case study of grand canal Forest Park, Beijing, Forests, 14(3), 504.13. Schwartz, S. H. (1977), Normative influences on altruism, In Advances in experimental social psychology, 10, 221-279, Academic Press.14. Vuong, Q. H., Nguyen, M. H. (2024). Better Economics for the Earth: A Lesson from Quantum and Information Theories. AISDL.15. Zheng, Y., Mancino, J., Burke, L. E., and Glanz, K. (2017), Current theoretical bases for nutrition intervention and their uses, In Nutrition in the Prevention and Treatment of Disease, 185-201, Academic Press.Nguồn: Tạp chí Kinh tế và Dự báo