Các yếu tố ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy của SACOMBANK - Chi nhánh Tây Ninh - Phòng giao dịch Hòa Thành

Nguyễn Thị Trà My

Học viên cao học, Khoa Sau đại học, Trường Đại học Lạc Hồng; Email: [email protected]

Nguyễn Quốc Huy

Giảng viên, Khoa Tài chính - Kế toán, Trường Đại học Lạc Hồng; Email: [email protected]

Lê Thu Thủy (Tác giả liên hệ)

Giảng viên, Khoa Sau đại học, Trường Đại học Lạc Hồng; Email: [email protected]

Tóm tắt

Nghiên cứu xác định các yếu tố ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy tại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Sài Gòn Tài Lộc - Chi nhánh Tây Ninh - Phòng giao dịch Hòa Thành. Dữ liệu từ 240 khách hàng cá nhân được phân tích bằng SPSS 26. Kết quả cho thấy, có 6 yếu tố đều tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê, gồm: Độ tin cậy, Khả năng đáp ứng, Tính minh bạch thông tin, Phương tiện hữu hình, Năng lực phục vụ và Sự đồng cảm, chăm sóc khách hàng. Kết quả là cơ sở đề xuất các hàm ý quản trị tập trung vào độ tin cậy, khả năng đáp ứng, minh bạch thông tin và chất lượng phục vụ nhằm cải thiện trải nghiệm của khách hàng tiền gửi.

Từ khoá: Chất lượng dịch vụ, tiền gửi tại quầy, SACOMBANK

Abstract

This study identifies the factors influencing the quality of over-the-counter deposit services at Saigon Tai Loc Commercial Joint Stock Bank - Tay Ninh Branch - Hoa Thanh Transaction Office. Data from 240 individual customers were analyzed using SPSS 26. The results show that all six factors have positive and statistically significant effects, including reliability, responsiveness, information transparency, tangibles, service competence, empathy, and customer care. The findings provide a basis for proposing managerial implications focusing on reliability, responsiveness, information transparency, and service quality to improve the experience of deposit customers.

Keywords: Service quality, over-the-counter deposit services, SACOMBANK

GIỚI THIỆU

Tiền gửi của khách hàng cá nhân là nguồn vốn quan trọng đối với ngân hàng thương mại, đồng thời đáp ứng nhu cầu bảo toàn và tích lũy tài sản của người gửi tiền. Khi lãi suất và sản phẩm có thể được điều chỉnh tương đối nhanh, chất lượng dịch vụ trở thành một tiêu chí quan trọng trong lựa chọn ngân hàng. Quyết định gửi tiết kiệm vì vậy không chỉ phụ thuộc vào lợi ích tài chính mà còn chịu ảnh hưởng bởi uy tín, sự thuận tiện và chất lượng phục vụ (Bui và cộng sự, 2020). Trong giao dịch trực tiếp, khả năng thực hiện chính xác và đúng cam kết có vai trò đáng kể đối với cảm nhận chất lượng của khách hàng (Tetteh và Boachie, 2020). Khả năng đáp ứng và định hướng khách hàng cũng có liên hệ với sự hài lòng (Gonu và cộng sự, 2023), trong khi các chiều cạnh chất lượng dịch vụ tiếp tục được ghi nhận trong nghiên cứu ngân hàng gần đây (Ghimire và cộng sự, 2025).

Tại Việt Nam, chất lượng phục vụ và sự thuận tiện ảnh hưởng đến lựa chọn ngân hàng gửi tiết kiệm (Lê Trung Hiếu và Nguyễn Hồ Xuân Nhi, 2021), uy tín và trải nghiệm dịch vụ cũng được xem xét bên cạnh lãi suất (Lương Thị Kim Duyên, 2024), độ tin cậy, khả năng đáp ứng và năng lực phục vụ có liên hệ với đánh giá của khách hàng (Nguyễn Thị Búp, 2020), còn nhân viên, quy trình và cơ sở vật chất có ý nghĩa đối với dịch vụ ngân hàng bán lẻ (Đinh Kiệm và Trần Đặng Tú Uyên, 2020)… Tuy nhiên, phần lớn nghiên cứu tập trung vào dịch vụ ngân hàng nói chung, sự hài lòng hoặc quyết định gửi tiền. Dịch vụ tiền gửi tại quầy ở cấp phòng giao dịch, đặc biệt là tính minh bạch về lãi suất, kỳ hạn và điều kiện giao dịch, vẫn ít được xem xét riêng. Nghiên cứu này đánh giá sáu yếu tố ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy tại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Sài Gòn Tài Lộc (SACOMBANK) - Chi nhánh Tây Ninh - Phòng giao dịch Hòa Thành.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu

Nghiên cứu sử dụng SERVQUAL, SERVPERF và Lý thuyết sự thuận tiện dịch vụ làm nền tảng phân tích. Theo SERVQUAL, chất lượng dịch vụ được hình thành từ sự đối chiếu giữa kỳ vọng và cảm nhận của khách hàng sau khi sử dụng dịch vụ (Parasuraman và cộng sự, 1985). Mô hình này gồm 5 thành phần: độ tin cậy, khả năng đáp ứng, năng lực bảo đảm, sự đồng cảm và phương tiện hữu hình (Parasuraman và cộng sự, 1988). SERVPERF tiếp cận chất lượng dịch vụ từ kết quả thực hiện mà khách hàng trực tiếp cảm nhận, phù hợp với nhóm khách hàng đã có trải nghiệm giao dịch thực tế (Cronin và Taylor, 1992).

Đối với dịch vụ tiền gửi tại quầy, trải nghiệm của khách hàng còn gắn với thời gian và công sức bỏ ra trong quá trình tìm hiểu, tiếp cận và hoàn tất giao dịch. Lý thuyết sự thuận tiện dịch vụ giải thích khía cạnh này thông qua các giai đoạn từ ra quyết định, tiếp cận, giao dịch, nhận lợi ích đến sau giao dịch (Berry và cộng sự, 2002). Vì thế, sự thuận tiện cần được đánh giá trong toàn bộ quá trình khách hàng sử dụng dịch vụ thay vì chỉ tại thời điểm giao dịch (Seiders và cộng sự, 2007).

Các nghiên cứu quốc tế tiếp tục ghi nhận vai trò của những thành phần chất lượng dịch vụ trong lĩnh vực ngân hàng. Tại Ghana, độ tin cậy, khả năng đáp ứng, năng lực phục vụ và phương tiện hữu hình là những yếu tố quan trọng trong đánh giá của khách hàng (Tetteh và Boachie, 2020). Quyết định gửi tiết kiệm tại Việt Nam chịu ảnh hưởng đồng thời bởi yếu tố tài chính và chất lượng dịch vụ (Bui và cộng sự, 2020). Khả năng đáp ứng và định hướng khách hàng cũng có quan hệ với sự hài lòng (Gonu và cộng sự, 2023). Các chiều cạnh SERVQUAL tiếp tục được ghi nhận trong nghiên cứu tại Bangladesh (Yusuf và cộng sự, 2024) và Nepal (Ghimire và cộng sự, 2025). Những kết quả này cho thấy chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy cần được xem xét trên cả độ chính xác, tốc độ xử lý, tương tác với khách hàng và điều kiện hữu hình.

Tại Việt Nam, độ tin cậy, khả năng đáp ứng và năng lực phục vụ có liên hệ với đánh giá dịch vụ ngân hàng (Nguyễn Thị Búp, 2020), nhân viên, quy trình và cơ sở vật chất cũng ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ bán lẻ (Đinh Kiệm và Trần Đặng Tú Uyên, 2020). Đối với hành vi gửi tiết kiệm, chất lượng phục vụ và sự thuận tiện góp phần vào lựa chọn ngân hàng (Lê Trung Hiếu và Nguyễn Hồ Xuân Nhi, 2021), trong khi uy tín và trải nghiệm dịch vụ tiếp tục được ghi nhận ở các nghiên cứu gần đây (Lương Thị Kim Duyên, 2024). Nghiên cứu của Nguyễn Ngọc Thị Kim Loan và cộng sự (2024) cho thấy, 5 thành phần chất lượng dịch vụ truyền thống cũng phù hợp với bối cảnh ngân hàng bán lẻ tại Đồng Nai.

Mô hình nghiên cứu

Dựa trên các lý thuyết và nghiên cứu có liên quan, nhóm tác giả đề xuất mô hình nghiên cứu như Hình.

Hình: Mô hình đề xuất

Nguồn: Nhóm tác giả đề xuất

Các giả thuyết được xác lập như sau:

Độ tin cậy là khả năng thực hiện giao dịch chính xác, an toàn và đúng cam kết, thuộc các thành phần cốt lõi của SERVQUAL (Parasuraman và cộng sự, 1988). Yếu tố này có ý nghĩa đối với cảm nhận chất lượng dịch vụ ngân hàng (Tetteh và Boachie, 2020). Do đó, giả thuyết được đưa ra như sau:

H1: Độ tin cậy có tác động cùng chiều đến Chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy.

Khả năng đáp ứng thể hiện tốc độ xử lý và sự sẵn sàng hỗ trợ khách hàng. Phản hồi kịp thời cải thiện trải nghiệm (Gonu và cộng sự, 2023) và cũng được ghi nhận trong dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Việt Nam (Nguyễn Ngọc Thị Kim Loan và cộng sự, 2024). Do đó, giả thuyết được đưa ra như sau:

H2: Khả năng đáp ứng có tác động cùng chiều đến Chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy.

Năng lực phục vụ thể hiện kiến thức nghiệp vụ, khả năng tư vấn và giao tiếp. Với tiền gửi tại quầy, nhân viên cần giải thích chính xác điều kiện sản phẩm. Vai trò này được ghi nhận ở nghiên cứu quốc tế (Tetteh và Boachie, 2020) và trong nước (Đinh Kiệm và Trần Đặng Tú Uyên, 2020). Do đó, giả thuyết được đưa ra như sau:

H3: Năng lực phục vụ của nhân viên có tác động cùng chiều đến Chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy.

Sự đồng cảm và chăm sóc khách hàng thể hiện mức độ lắng nghe, thấu hiểu và hỗ trợ theo nhu cầu từng người gửi tiền. Chiều cạnh này có ý nghĩa trong nghiên cứu ngân hàng (Yusuf và cộng sự, 2024) và phù hợp với bối cảnh bán lẻ Việt Nam (Nguyễn Ngọc Thị Kim Loan và cộng sự, 2024). Do đó, giả thuyết được đưa ra như sau:

H4: Sự đồng cảm và chăm sóc khách hàng có tác động cùng chiều đến Chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy.

Phương tiện hữu hình gồm không gian, khu vực chờ, trang thiết bị, biểu mẫu và hình ảnh nhân viên. Các yếu tố này góp phần tạo cảm nhận chuyên nghiệp (Ghimire và cộng sự, 2025); vai trò của cơ sở vật chất cũng được ghi nhận tại Việt Nam (Nguyễn Thị Búp, 2020). Do đó, giả thuyết được đưa ra như sau:

H5: Phương tiện hữu hình có tác động cùng chiều đến Chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy.

Tính minh bạch thông tin phản ánh mức độ đầy đủ, chính xác và dễ hiểu về lãi suất, kỳ hạn và điều kiện giao dịch. Thông tin rõ ràng làm giảm nỗ lực tìm hiểu theo lý thuyết sự thuận tiện dịch vụ (Berry và cộng sự, 2002) và hỗ trợ lựa chọn ngân hàng gửi tiền (Lê Trung Hiếu và Nguyễn Hồ Xuân Nhi, 2021). Do đó, giả thuyết được đưa ra như sau:

H6: Tính minh bạch thông tin tiền gửi tại quầy có tác động cùng chiều đến Chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy.

Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu định tính được thực hiện nhằm rà soát mô hình và điều chỉnh thang đo phù hợp với dịch vụ tiền gửi tại quầy. Dựa trên SERVQUAL, SERVPERF, lý thuyết sự thuận tiện dịch vụ và các nghiên cứu liên quan, thang đo sơ bộ được xây dựng và tham vấn 5 chuyên gia có kinh nghiệm về quản lý, giao dịch và chăm sóc khách hàng ngân hàng. Nội dung trao đổi tập trung vào sáu nhân tố, cách diễn đạt thang đo và các đặc điểm của dịch vụ tiền gửi như lãi suất, kỳ hạn, rút trước hạn, tất toán, tái tục và chứng từ. Kết quả tham vấn giữ lại sáu nhân tố gồm: Độ tin cậy, Khả năng đáp ứng, Tính minh bạch thông tin, Phương tiện hữu hình, Năng lực phục vụ và Sự đồng cảm, chăm sóc khách hàng. Bảng hỏi sau đó được rà soát với khách hàng trước khi khảo sát chính thức. Mô hình cuối cùng gồm 29 biến quan sát.

Giai đoạn định lượng được thực hiện trên 240 bảng hỏi hợp lệ thu thập từ khách hàng cá nhân đã và đang giao dịch tiền gửi tại quầy của SACOMBANK - Chi nhánh Tây Ninh - Phòng giao dịch Hòa Thành. Mẫu được lựa chọn theo phương pháp thuận tiện. Với 29 biến quan sát, quy mô mẫu này vượt yêu cầu tối thiểu 145 quan sát theo tỷ lệ 5:1 được đề xuất cho EFA (Hair và cộng sự, 2019). Xét riêng hồi quy với 6 biến độc lập, yêu cầu N ≥ 50 + 8k tương ứng 98 quan sát cũng được đáp ứng.

Bảng hỏi sử dụng thang Likert 5 mức. Sau khi kiểm tra và làm sạch, dữ liệu được xử lý bằng SPSS 26. Độ tin cậy của thang đo được xem xét bằng Cronbach’s Alpha, sau đó cấu trúc các nhân tố được kiểm tra bằng phân tích nhân tố khám phá (EFA). Tương quan Pearson được sử dụng để xác định mối liên hệ tuyến tính giữa các biến trước khi tiến hành hồi quy tuyến tính bội.

Mô hình nghiên cứu được biểu diễn như sau:

CLDV = β0 + β1DTC + β2DU + β3NLPV + β4SDC + β5PTHH + β6MBTT + ε

Trong đó: CLDV đại diện cho Chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy. Sáu biến giải thích gồm: Độ tin cậy (DTC), Khả năng đáp ứng (DU), Năng lực phục vụ của nhân viên (NLPV), Sự đồng cảm và chăm sóc khách hàng (SDC), Phương tiện hữu hình (PTHH) và Tính minh bạch thông tin (MBTT).

Kết quả hồi quy được đánh giá dựa trên R² hiệu chỉnh, kiểm định F, kiểm định t và ngưỡng Sig. < 0,05. VIF được sử dụng để kiểm tra đa cộng tuyến, Durbin-Watson để xem xét tính độc lập của phần dư, còn hệ số Beta chuẩn hóa được dùng để so sánh mức độ tác động giữa 6 nhân tố.

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha

Bảng 1: Chỉ số độ tin cậy Cronbach’s Alpha

Mã hoá	Nhân tố	Tương quan biến tổng nhỏ nhất	Cronbach’s Alpha
DTC	Độ tin cậy	0,582	0,812
DU	Khả năng đáp ứng	0,645	0,847
NLPV	Năng lực phục vụ của nhân viên	0,688	0,874
SDC	Sự đồng cảm và chăm sóc khách hàng	0,661	0,857
PTHH	Phương tiện hữu hình	0,590	0,837
MBTT	Tính minh bạch thông tin tiền gửi tại quầy	0,617	0,882
CLDV	Chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy	0,555	0,817

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Kết quả kiểm định (Bảng 1) cho thấy, cả 7 thang đo đều đạt độ tin cậy. Cronbach’s Alpha dao động từ 0,812 đến 0,882, đều vượt ngưỡng 0,7. Hệ số tương quan biến - tổng nhỏ nhất nằm trong khoảng 0,555-0,688 và đều > 0,3. MBTT có Cronbach’s Alpha cao nhất (0,882), tiếp đến là NLPV (0,874), SDC (0,857), DU (0,847), PTHH (0,837), CLDV (0,817) và DTC (0,812). Không có biến quan sát nào cần loại bỏ, do đó toàn bộ 29 biến được giữ lại cho phân tích EFA.

Phân tích nhân tố khám phá

Đối với các biến độc lập

Bảng 2: Phân tích EFA biến độc lập

Biến	Nhân tố
	1	2	3	4	5	6
MBTT1	0,889
MBTT5	0,881
MBTT3	0,728
MBTT4	0,700
MBTT2	0,677
NLPV1		0,808
NLPV2		0,785
NLPV4		0,764
NLPV3		0,696
SDC2			0,786
SDC4			0,712
SDC3			0,712
SDC1			0,692
PTHH2				0,770
PTHH1				0,764
PTHH3				0,747
PTHH4				0,627
DU3					0,801
DU2					0,777
DU4					0,645
DU1					0,627
DTC4						0,742
DTC3						0,698
DTC2						0,697
DTC1						0,564
Kiểm định phương sai trích
Giá trị riêng cuối cùng (Eigenvalues)						1,023
Tỷ lệ phương sai giải thích tích luỹ (%)						70,597
Kiểm định KMO và Bartlett
Chỉ số KMO						0,913
Kiểm định Bartlett			Approx. Chi-Square			3863,205
			df			300
			Sig.			0,000

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Kết quả EFA đối với 25 biến quan sát độc lập (Bảng 2) cho thấy, KMO đạt 0,913 và kiểm định Bartlett có Chi-Square = 3.863,205 với Sig. = 0,000, xác nhận dữ liệu phù hợp để phân tích nhân tố. Sáu nhân tố được rút trích với Eigenvalue của nhân tố cuối bằng 1,023 và tổng phương sai trích đạt 70,597%. Sau phép quay Varimax, hệ số tải nhân tố dao động từ 0,564 đến 0,889, các biến quan sát tập trung theo đúng sáu nhóm dự kiến. Không có biến nào bị loại và cấu trúc sáu nhân tố được giữ lại cho các phân tích tiếp theo.

Đối với biến phụ thuộc

Bảng 3: Phân tích EFA biến phụ thuộc

Biến	Nhân tố
	1
CLDV4	0,885
CLDV1	0,854
CLDV3	0,756
CLDV2	0,727
Kiểm định phương sai trích
Giá trị riêng cuối cùng (Eigenvalues)		2,614
Tỷ lệ phương sai giải thích tích luỹ (%)		65,344
Kiểm định KMO và Bartlett
Chỉ số KMO		0,711
Kiểm định Bartlett	Approx. Chi-Square	423,361
	df	6
	Sig.	0,000

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Kết quả phân tích EFA đối với biến phụ thuộc (Bảng 3) cho thấy, KMO đạt 0,711 và kiểm định Bartlett có Sig. = 0,000, cho thấy dữ liệu phù hợp để phân tích nhân tố. Bốn biến quan sát được rút trích thành một nhân tố với Eigenvalue = 2,614 và tổng phương sai trích đạt 65,344%. Hệ số tải của CLDV1-CLDV4 dao động từ 0,727 đến 0,885 và đều vượt ngưỡng 0,5. Kết quả xác nhận cấu trúc một nhân tố của thang đo CLDV và toàn bộ bốn biến được giữ lại cho phân tích hồi quy.

Phân tích hồi quy

Bảng 4: Đánh giá tính phù hợp của mô hình (ANOVA)

Mô hình		Tổng bình phương	df	Trung bình bình phương	F	Sig.
1	Hồi quy	88,694	6	14,782	125,071	0,000b
	Phần dư	27,539	233	0,118
	Tổng	116,233	239
R bình phương hiệu chỉnh			0,757
Durbin-Watson			1,995
Biến độc lập: MBTT, PTHH, NLPV, DU, DTC, SDC
Biến phụ thuộc: CLDV

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Kết quả ANOVA (Bảng 4) cho thấy, mô hình hồi quy phù hợp với dữ liệu, với F = 125,071 và Sig. = 0,000 < 0,05. R² hiệu chỉnh = 0,757, nghĩa là sáu nhân tố giải thích được 75,7% sự biến thiên của chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy. Chỉ số Durbin-Watson = 1,995, xấp xỉ 2, nên phần dư không có dấu hiệu tự tương quan đáng kể.

Bảng 5: Kết quả phân tích hồi quy

Model		Hệ số chưa chuẩn hóa		Hệ số chuẩn hóa	t	Sig.	Thống kê đa cộng tuyến
		B	Sai số chuẩn	Beta			Hệ số Tolerance	Hệ số VIF
1	(Constant)	-0,103	0,144		-0,720	0,472
	DTC	0,336	0,046	0,332	7,249	0,000	0,484	2,066
	DU	0,284	0,043	0,298	6,671	0,000	0,508	1,967
	NLPV	0,179	0,043	0,175	4,157	0,000	0,572	1,749
	SDC	0,106	0,042	0,115	2,504	0,003	0,479	2,086
	PTHH	0,172	0,040	0,177	3,050	0,000	0,565	1,769
	MBTT	0,187	0,035	0,196	3,231	0,000	0,680	1,471
Biến phụ thuộc: CLDV - Chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả

Kết quả hồi quy (Bảng 5) cho thấy, cả 6 nhân tố đều tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% đối với chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy. Kết quả thực nghiệm ủng hộ toàn bộ các giả thuyết H1-H6. Phương trình hồi quy theo hệ số chuẩn hóa được xác định như sau:

CLDV = 0,332DTC + 0,298DU + 0,175NLPV + 0,115SDC + 0,177PTHH + 0,196MBTT

Ngoài ra, hệ số Tolerance dao động từ 0,479 đến 0,680 và VIF từ 1,471 đến 2,086, cho thấy đa cộng tuyến không phải là vấn đề đáng kể. Phần dư chuẩn hóa có giá trị trung bình gần 0 và độ lệch chuẩn 0,987. Các điểm trên P-P Plot nằm tương đối gần đường chéo, trong khi đồ thị phân tán phần dư không xuất hiện dạng phễu hoặc xu hướng rõ rệt. Các kết quả kiểm tra cho thấy những giả định chính của mô hình hồi quy được đáp ứng ở mức phù hợp.

Thảo luận

Độ tin cậy có tác động mạnh nhất đến Chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy với β = 0,332. Kết quả này phù hợp với SERVQUAL, trong đó khả năng cung cấp dịch vụ chính xác và đúng cam kết là thành phần cốt lõi của chất lượng cảm nhận (Parasuraman và cộng sự, 1988). Với dịch vụ tiền gửi, độ chính xác về số tiền, lãi suất, kỳ hạn và thông tin khách hàng có ý nghĩa trực tiếp đối với mức độ tin cậy của giao dịch. Vai trò của yếu tố này cũng được ghi nhận trong nghiên cứu ngân hàng của Tetteh và Boachie (2020).

Khả năng đáp ứng đứng thứ hai với β = 0,298, phản ánh vai trò của thời gian chờ và tốc độ xử lý đối với trải nghiệm giao dịch. Kết quả này tương đồng với Gonu và cộng sự (2023). Tính minh bạch thông tin có β = 0,196 và đứng thứ ba. Việc cung cấp rõ lãi suất, kỳ hạn và các điều kiện liên quan giúp khách hàng giảm thời gian tìm hiểu và thuận lợi hơn khi ra quyết định, phù hợp với cách tiếp cận về sự thuận tiện dịch vụ của Berry và cộng sự (2002).

Phương tiện hữu hình có β = 0,177, cho thấy không gian giao dịch, trang thiết bị và biểu mẫu vẫn góp phần vào đánh giá chất lượng dịch vụ, phù hợp với kết quả của Ghimire và cộng sự (2025). Năng lực phục vụ của nhân viên có β = 0,175, nhấn mạnh yêu cầu về kiến thức sản phẩm và khả năng giải thích thông tin cho khách hàng. Vai trò của nhân viên trong dịch vụ ngân hàng bán lẻ cũng được Đinh Kiệm và Trần Đặng Tú Uyên (2020) ghi nhận.

Sự đồng cảm và chăm sóc khách hàng có mức tác động thấp nhất với β = 0,115 nhưng vẫn đạt ý nghĩa thống kê. Kết quả này cũng được ghi nhận trong SERVQUAL (Yusuf và cộng sự, 2024) và trong bối cảnh ngân hàng tại Đồng Nai (Nguyễn Ngọc Thị Kim Loan và cộng sự, 2024). Nhìn theo mức độ tác động, độ tin cậy và khả năng đáp ứng là hai yếu tố cần được ưu tiên hơn trong cải thiện chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy.

KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ

Kết quả cho thấy, có 6 yếu tố đều tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê đến Chất lượng dịch vụ tiền gửi tại quầy tại SACOMBANK - Chi nhánh Tây Ninh - Phòng giao dịch Hòa Thành, gồm: Độ tin cậy, Khả năng đáp ứng, Tính minh bạch thông tin, Phương tiện hữu hình, Năng lực phục vụ và Sự đồng cảm, chăm sóc khách hàng. Trong đó, Độ tin cậy có tác động mạnh nhất.

Dựa trên kết quả nghiên cứu, nhóm tác giả đề xuất một số hàm ý quản trị như sau:

Một là, SACOMBANK - Chi nhánh Tây Ninh - Phòng giao dịch Hòa Thành nên ưu tiên cải thiện độ tin cậy, khả năng đáp ứng và tính minh bạch thông tin do đây là ba nhân tố có hệ số Beta cao nhất. Các giao dịch tiền gửi cần được kiểm tra đầy đủ về số tiền, kỳ hạn, lãi suất, phương thức nhận lãi và chứng từ trước khi hoàn tất. Thông tin liên quan đến rút trước hạn, tất toán và tái tục cần được trình bày thống nhất, dễ hiểu và dễ kiểm tra. Phòng giao dịch cũng nên theo dõi thời gian chờ theo từng khung giờ để bố trí nhân sự phù hợp và hạn chế ùn tắc vào thời điểm cao điểm.

Hai là, Phương tiện hữu hình và năng lực phục vụ có mức tác động tương đối gần nhau nên có thể được cải thiện đồng thời. Theo đó, không gian giao dịch cần bố trí rõ khu vực chờ, quầy tiếp nhận và vị trí cung cấp thông tin. Các thiết bị phục vụ nhập liệu, in chứng từ và xác thực giao dịch cần được kiểm tra định kỳ. Đào tạo nhân viên nên tập trung vào sản phẩm tiền gửi, cách tính lãi, rút trước hạn, tất toán, tái tục và kỹ năng giải thích để khách hàng dễ tiếp nhận thông tin.

Ba là, đối với sự đồng cảm và chăm sóc khách hàng, nhân viên cần chú ý đến mục tiêu gửi tiền, thời gian dự kiến sử dụng vốn và nhu cầu nhận lãi để tư vấn phù hợp. Hoạt động chăm sóc sau giao dịch có thể tập trung vào nhắc lịch đáo hạn, thông báo thay đổi chính sách và hỗ trợ khi khách hàng điều chỉnh khoản tiền gửi. Phòng giao dịch cũng nên theo dõi định kỳ sai sót giao dịch, thời gian chờ và phản ánh của khách hàng để kịp thời điều chỉnh quy trình phục vụ.

Tài liệu tham khảo:

1. Berry, L. L., Seiders, K., and Grewal, D. (2002). Understanding service convenience. Journal of Marketing, 66(3), 1-17. https://doi.org/10.1509/jmkg.66.3.1.18505

2. Bui, N. V., Dao, D. T., Ha, N. K. G., Ngo, T. D., and Tran, N. Q. (2020). Factors affecting savings deposit decision of individual customers: Empirical evidence from Vietnamese commercial banks. Journal of Asian Finance, Economics and Business, 7(7), 293-302. https://doi.org/10.13106/jafeb.2020.vol7.no7.293

3. Cronin, J. J., Jr., and Taylor, S. A. (1992). Measuring service quality: A reexamination and extension. Journal of Marketing, 56(3), 55-68. https://doi.org/10.1177/002224299205600304

4. Đinh Kiệm và Trần Đặng Tú Uyên. (2020). Đánh giá sự hài lòng của khách hàng cá nhân đối với chất lượng dịch vụ bán lẻ tại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Đầu tư và Phát triển Việt Nam (BIDV) Chi nhánh Nha Trang. Tạp chí Công Thương, số 27.

5. Ghimire, S. R., Upadhyaya, Y. M., and Agarwal, N. (2025). Service quality and customer satisfaction: Empirical evidence from the Nepalese banking industry. Banks and Bank Systems, 20(1), 205-220. https://doi.org/10.21511/bbs.20(1).2025.17

6. Gonu, E., Agyei, P. M., Richard, O. K., and Asare-Larbi, M. (2023). Customer orientation, service quality and customer satisfaction interplay in the banking sector: An emerging market perspective. Cogent Business and Management, 10(1), Article 2163797. https://doi.org/10.1080/23311975.2022.216379

7. Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., and Anderson, R. E. (2019). Multivariate data analysis (8th ed.). Cengage Learning.

8. Lê Trung Hiếu và Nguyễn Hồ Xuân Nhi (2021). Các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định gửi tiền tiết kiệm của khách hàng cá nhân tại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Sài Gòn - Chi nhánh Trà Vinh. Tạp chí Công Thương, số 15, 455-460.

9. Lương Thị Kim Duyên (2024). Các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định chọn ngân hàng gửi tiết kiệm của khách hàng cá nhân thành phố Nha Trang. Tạp chí Công Thương, số 16, 134-139.

10. Nguyễn Ngọc Thị Kim Loan, Phạm Trần Ngọc Linh và Phạm Ngọc Anh Thư (2024). Các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng dịch vụ ngân hàng bán lẻ tại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Công Thương Việt Nam - Chi nhánh Khu công nghiệp Biên Hòa. Tạp chí Công Thương, số 22.

11. Nguyễn Thị Búp (2020). Đánh giá sự hài lòng của khách hàng về chất lượng dịch vụ tại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Đầu tư và Phát triển Việt Nam - Chi nhánh tỉnh Trà Vinh. Tạp chí Công Thương, số 14.

12. Parasuraman, A., Zeithaml, V. A., and Berry, L. L. (1985). A conceptual model of service quality and its implications for future research. Journal of Marketing, 49(4), 41-50. https://doi.org/10.1177/002224298504900403

13. Parasuraman, A., Zeithaml, V. A., and Berry, L. L. (1988). SERVQUAL: A multiple-item scale for measuring consumer perceptions of service quality. Journal of Retailing, 64(1), 12-40.

14. Seiders, K., Voss, G. B., Godfrey, A. L., and Grewal, D. (2007). SERVCON: Development and validation of a multidimensional service convenience scale. Journal of the Academy of Marketing Science, 35(1), 144-156. https://doi.org/10.1007/s11747-006-0001-5

15. Tetteh, J. E., and Boachie, C. (2020). Bank service quality: Perception of customers in the Greater Accra Region of Ghana in the post banking sector reforms era. The TQM Journal, 33(6), 1306-1324. https://doi.org/10.1108/TQM-05-2020-0096

16. Yusuf, K. M., Alam, M. T. U., Saha, S., and Turja, I. F. (2024). Bangladeshi banking: Customer satisfaction insights through SERVQUAL model. International Journal of Science and Business, 40(1), 50-62. https://doi.org/10.58970/IJSB.2443

Ngày nhận bài: 1/8/2026; Ngày hoàn thiện biên tập: 22/9/2026; Ngày duyệt đăng: 28/9/2026