Đề tài Xác định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và các phương thức thanh toán quốc tế hàng nhập sử dụng tại chi nhánh Ngân hàng Công thương Cầu Giấy

Người uỷ thác thu tức là người hưởng lợi (Principal). Ngân hàng ở nước người uỷ thác là Ngân hàng nhận sự uỷ thác chuyển công cụ nhờ thu để nhờ Ngân hàng đại lý của mình ở nước ngoài thu tiền (Remitting bank). - Ngân hàng đại lý của Ngân hàng chuyển là Ngân hàng của nước người trả tiền, gọi là Ngân hàng nhờ thu (Collecting bank) hay còn gọi là Ngân hàng xuất trình công cụ thanh toán để đòi tiền (presnting bank). Người trả tiền hay còn gọi là người bị ký phát (Drawee). 1.2.3.2. Phương thức nhờ thu kèm chứng từ : Khái niệm : Phương thức nhờ thu kèm chứng từ là phương thức thanh toán mà trong đó người có các khoản tiền phải thughi trên các công cụ thanh toán, nhưng không thể tự mình thu được từ người bi ký phát mà phải uỷ thác cho Ngân hàng thu hộ tiền ghi trên công cụ thanh toánvới điều kiện sẽ giao chứng từ nếu người bị ký phát thanh toán, hoặc chấp nhận thanh toán hoặc thực hiện các điều kiện khác đã quy định. Phương thức nhờ thu kèm chứng từ là một phương thức được áp dụng chủ yếu trong thanh toán thương mại quốc tế. Các phương thức thanh toán không kèm chứng từ có nhược điểm cơ bản là không gắn việc nhận chứng từ nhận hàng với việc thanh toán, do đó người nhập khẩu chưa phải thanh toán đã có trong tay chứng từ để nhận hàng từ người chuyên chở. Nhờ vào lợi thế đó, người nhập khẩu thường chiếm dụng vốn của người xuất khẩu, thanh toán chậm, thiếu thậm chí viện nhiều lý do để từ chối thanh toán trong khi hàng đã nhận và tiêu thụ. Các bên tham gia gồm : - Người uỷ thác thu tức là người hưởng lợi ( Principal ) - Ngân hàng ở nước người uỷ thác là Ngân hàng nhận sự uỷ thác chuyển công cụ nhờ thu để nhờ Ngân hàng đại lý của mình ở nước ngoài thu tiền ( remitting bank ). - Ngân hàng đại lý của Ngân hàng chuyển là Ngân hàng ở nước người trả tiền, gọi là Ngân hàng nhờ thu (Collecting bank ). Chương II : Xem xét mối quan hệ của tỷ giá và các phương thức thanh toán quốc tế đối với hàng nhập sử dụng tại chi nhánh Ngân hàng Công thương Cầu Giấy : 2.1. Các chính sách tỷ giá hối đoái của Việt Nam và sự biến động của tỷ giá từ năm 2004-2006. 2.1.1Chính sách tỷ giá hối đoái của Vệt Nam trong thời gian qua : Có thể nói, năm 1989- 1990 là cái mốc quan trọng trong phát triển chính sách tỷ giá hối đoái ở nước ta khi quan hệ ngoại thương được bao cấp, với các thị trường truyền thống Đông Âu và Liên Xô (cũ) bị gián đoạn, khiến chúng ta phải chuyển sang buôn bán với khu vực thanh toán bằng đồng Đô la Mỹ. Kể từ đó cơ chế tỷ giá ổn định đã được thay thế dần bằng cơ chế Nhà nước điều tiết theo quan hệ thị trường. Để đi tới một chính sách tỷ giá hối đoái tự chủ như hiện nay, cơ chế quản lý ngoại tệ nói chung, quản lý tỷ giá hối đoái nói riêng đã trải qua những điều chỉnh lớn. Có thể nêu lên những mốc chính như sau : 2.1.1.1Thời kỳ thả nối tỷ giá hối đoái : Trong giai đoạn 1989- 1992, tỷ giá hối đoái VND/USD biến động mạnh theo xu hướng đồng Đô la Mỹ tăng liên tục kèm theo các cơn “sốt”. Mặc dù trong giai đoạn 1989-1992 chính sách quản lý ngoại tệ của Nhà nước đã có nhiều thay đổi, như chuyển từ hình thức quản lý theo tỷ giá kế toán nội bộ bình quân cho tất cả các nhóm hàng sang tỷ giá theo nhóm hàng hoá và duy trì tương đối ổn định các tỷ giá này, hoặc có thay đổi cũng ở mức độ nhỏ. Diễn biến tỷ giá hối đoái từ năm 1989 đến năm 1992 không những nói lên khoảng cách giữa tỷ giá của Nhà nước với tỷ giá hình thành trên thị trường tự do mà còn phản ánh xu hướng tăng nhanh của giấ trị đồng Đô la ở cả khu vực Nhà nước lẫn thị trường. Năm 1990, giá trị đồng Đô la vào thời điểm cuối năm đã tăng tới 50% so với đầu năm. Tình trạng leo thang của gí đồng Đô la đã kích thích tâm lý dự trữ Đô la, nhằm mục đích đầu cơ ăn chênh lệch giá. Ngoại tệ vốn khan hiếm lại không dùng cho hoạt động xuất nhập khẩu mà còn bị buôn bán vòng vèo giữa các tổ chức trong nước. Mọi cố gắng của Nhà nước ít đem lại kết quả. 2.1.1.2.Một chính sách tỷ giá hối đoái tự chủ theo cơ chế thị trường (1992-1995). Vào thời điểm cuối năm 1992, do kết quả sự can thiệp của Ngân hàng Nhà nước vào thị trường ngoại tệ, tỷ giá VND/USD dần ổn định khiến cho lượng ngoại tệ của các doanh nghiệp được giải toả khỏi yếu tố đầu cơ, hướng mạnh vào kinh doanh xuất nhập khẩu. Đồng thời ngoại tệ từ bên ngoài vào nhiều nên tình hình cung cầu đảo ngược cùng kỳ mọi năm, cung lớn hơn cầu, giá Đô la giảm nhanh. Mức giá phổ biến trên thị trường tư nhân tại Hà Nội trong năm 1993 là 10300 đến 10400 VND/USD, có ngày giá Đô la Mỹ tụt xuống chỉ còn 9950 VND/USD tại Hà nội và 9750 VND/USD tại thành phố Hồ Chí Minh. Tình trạng giá USD giảm nhanh đã ảnh hưởng xấu đến xuất khẩu và kích thích nhập khẩu quá mức, nên Ngân hàng Nhà nước lại phải can thiệp nhằm tăng giá đồng USD. Trong hầu hết các phiên giao dịch của quý I năm 1993, hệ thống Ngân hàng đã phải mua Đô la vào nhằm ngăn chặn xu hướng giảm giá của đồng tiền này. Sự ổn định kinh tế - xã hội đạt được trong năm 1993 – 1994 chứng tỏ tính hợp lý của các chỉ tiêu kinh tế vĩ mô chủ yếu, trong đó có chỉ tiêu tỷ giá hối đoái VND/USD. Tuy nhiên, trong bối cảnh nền kinh tế thế giới và thị trường tiền tệ thế giớ đầy biến động, một chính sách tỷ giá hối đoái hợp lý bao giờ cũng phải lấy thước đo là sự ổn định trong kinh tế đối nội và tăng trưởng trong kinh tế đối ngoại. Một khi điều kiện kinh tế đối nội, đối ngoại, tình trạng lạm phát hay nguy cơ khủng hoảng kinh tế… thì chính sách tỷ giá hối đoái cũng phải thay đổi theo nhằm mục tiêu ổn định và phát triển kinh tế vĩ mô. 2.1.1.3.Thời kỳ 1996-1998 : Cuối năm 1997 khu vực châu Á bị ảnh hưởng của một cuộc khủng hoảng tài chính tiền tệ toàn diện, các đồng tiền bị rớt giá liên tục so với đồng USD. Cuộc khủng hoảng cũng đã tác động sâu vào nền kinh tế nước ta, đặc trưng là tốc độ tăng trưởng kinh tế liên tục giảm sút từ những năm 1996. Cũng trong thời gian này tỷ giá biến động phức tạp, tạo ra những cơn sốt giá ngoại tệ làm mất cân bằng cung cầu trên thị trường. Trước tình hình trên Nhà nước đã ban hành Quyết định số 45/QĐ-NH7 mở rộng biên độ giao dịch lên 5% và 10% vào tháng 10/ 1997. Đồng thời để giải quyết nhu cầu cấp bách của các Ngân hàng thanh toán L/C trả chậm, Ngân hàng đã ban hành quy chế mở L/C hàng trả chậm. Bằng các biện pháp đưa ra của Ngân hàng nhưng đến giữa năm 1997 đồng tiền Việt Nam vẫn bị đánh giá là tương đối cao khoảng 10-40% so với đồng tiền khác trong khu vực. Vì thế vào tháng 8/1998 Ngân hàng nhà nước quyết định thu hẹp biên độ giao dịch xuống còn 7%. Giai đoạn 1996-1998, chính sách tỷ giá hối đoái đã được điều chỉnh theo hướng thích nghi hơn với thị trường, góp phần làm bình ổn nền kinh tế vượt qua cơn khủng hoảng tài chính tiền tệ. Đây là một thành công đáng kể của chính sách này, tuy nhiên biên độ dao động giá cao như vậy sẽ không phù hợp khi nền kinh tế trở lại bình thường. Do vậy từ năm 1999, chính sách tỷ giá đã được đổi mới đánh dấu một bước ngoặt trong tiến trình hội nhập kinh tế quốc tế của nước ta. 2.1.1.4.Thời kỳ từ 1999 đến nay : Ngày 26/02/1999 được coi là một mốc quan trọng trong điều hành chính sách tỷ giá. Trước ngày 20/02/1999, cơ chế điều hành tỷ giá là hàng ngày công bố tỷ giá chính thức, trên cơ sở đó các Ngân hàng thương mại chủ động quy định tỷ giá mua bán thu đổi cụ thể của mình trong biên độ nhất định, thì ngày 26/02/1999 bằng quyết định 65/1999/QĐ-NHNN7, Ngân hàng Nhà nước đã bãi bỏ việc công bố tỷ giá chính thức nói trên và thay vào đó công bố tỷ giá giao dịch bình quân trên thị trường ngoại tệ liên Ngân hàng. Các Ngân hàng được phép xác định tỷ giá mua bán đối với đồng USD không được vượt quá 0.1% so với tỷ giá giao dịch thực tế bình quân trên thị trường ngoại tệ liên Ngân hàng do Ngân hàng Nhà nước công bố hàng ngày. Có thể nói đây là bước ngoặt đổi mới rất quan trọng, cơ chế này làm cho tỷ giá trên thị trường vận động một cách khách quan, phản ánh đúng quan hệ cung cầu về ngoại tệ trên các thị trường, đồng thời phù hợp với cơ chế điều hành tỷ giá của nhiều nước trên thế giới. Thế nhưng quy định biên độ giao dịch quá hẹp nên trong suốt giai đoạn từ 1999-2001, tỷ giá VND/USD chỉ biến động tăng một chiều, không thúc đẩy cạnh tranh giữa các Ngân hàng . Thế nên ngầy 1/7/2002 đến nay Ngân hàng nhà nước quy định 5 kỳ hạn với biên độ nới rộng: tăng lên 0.25% so với mức 0.1% so với trước đó đối với nghiệp vụ giao ngay, lên 0.5% so với mức 0.4% của nghiệp vụ giao dịch kỳ hạn…trong năm 2005 khi mà xu hướng giá tăng và biến động phức tạp thì thì tỷ giá giữa VND/USD ổn định. 2.1.2.Sự biến động của tỷ giá trong những năm 2003-2006: Số liệu sử dụng trong bài là số liệu hạch toán tỷ giá VND/USD vào cuối mỗi tháng của bộ tài chính. Do thời gian hoạt động của Ngân hàng ngắn ( mới thành lập năm 2001) nên tôi chỉ sử dụng được số liệu từ năm 2003 đến năm 2006. Ta có biểu đồ biểu diễn sự biến động về tỷ giá trong ba năm qua (hình 1). Ta thấy đầu những năm 2003 tỷ giá của VND/USD còn biến động ổn định do những hoạt động đề ra những chính sách nhằm ổn định tỷ giá nước ta. Nhưng từ giữa năm 2005 tỷ giá giữa VND và USD ngày càng tăng. Thời kỳ này với mức lạm phát gia tăng, nhu cầu đồng đô la sử dụng trong thanh toán tăng làm cho VND mất giá. Ngoài ra còn nguyên nhân nữa là do đồng đô la lên giá quá mạnh trong thời gian qua. đến cuối năm 2006 tỷ giá vẫn tăng nhẹ và ổn định. 2.2.Xem xét mối quan hệ của tỷ giá và các phương thức thanh toán quốc tế hàng nhập dựa vào các mô hình kinh tế lượng. 2.2.1.Tình hình hoạt động của Ngân hàng và của phòng xuất nhập khẩu : 2.2.1.1.Tình hình hoạt động kinh doanh của Ngân hàng : Sáu tháng đầu năm 2006 tốc độ tăng trưởng kinh tế cả nước đạt 7.4%, cơ cấu kinh tế tiếp tục chuyển dịch theo hướng tiến bộ, nhiều sự kiện kinh tế đất nước ảnh hưởng không nhỏ đến hoạt động kinh doanh của hệ thống Ngân hàng : Việc ký kết chính thức gia nhập WTO, FED quyết định tăng lãi suất cơ bản đồng USD lên. Kéo theo mức lãi suất huy động ngoại tệ tăng lên tạo sức ép tăng lãi suất huy động VNĐ…thực hiện sự chỉ đạo của Ngân hàng công thương Việt Nam, chi nhánh Ngân hàng công thương Cầu Giấy bước đầu đã đạt được những thành tựu và mặt tài chính. Trong chuyên đề này tôi chỉ giới thiệu những thành tựu mà Ngân hàng Công thương Cầu Giấy đạt được về mặt tài chính : Tổng thu nhập đạt 74.774 triệu đồng Tổng chi phí 57.923 triệu đồng trong đó trích dự phìng rủi ro là 3370 triệu đồng. Chênh lệch hạch toán nội bộ sáu tháng đàu năm 2006 đạt 16.851 triệu đồng trong đó thu dịch vụ phí 2050 triệu đồng đạt 18.6 % kế hoạch Ngân hàng Công thương Việt Nam giao cho. 2.2. 1.2. Tình hình kinh doanh của phòng xuất nhập khẩu : Số lượng L/C nhập khẩu được phát hành và đã thanh toán là 31 món với với giá trị 2.2 triệu USD. Thanh toán chuyển tiền 120 món với giá trị 3.5 triệu USD. Nghiệp vụ thanh toán L/C xuất và nhờ thu xuất 7 món với giá trị 118 ngàn USD. Trong sáu tháng đầu năm đã phát hành bảo lãnh các loại với 115 món với giá trị 37 tỷ USD. Các nghiệp vụ thanh toán đều giảm. Nguyên nhân chi nhánh hiện nay đang hoàn thiện chính sách hạn chế tín dụng đối với doanh nghiệp kinh doanh yếu kém không có hoặc không có đủ tài sản thế chấp làm cho các doanh nghiệp kinh doanh trong lĩnh vực xuất nhập khẩu khó tiếp cận được các nguồn tài trọ từ Ngân hàng.Mặt khác cùng thời điểm năm 2005-2006 khi mà hoạt động thanh toán quốc tế giảm cùng với nó tỷ giá giữa VNĐ và USD ngày càng có chiều hướng gia tăng. Một câu hỏi đặt ra là liệu các hoạt động thanh toán quốc tế có bị ảnh hưởng bởi việc tỷ giá VNĐ/USD ngày càng gia tăng hay không ? 2.2. 2. Các dạng mô hình đề xuất và ước lượng lựa chọn mô hình phù hợp 2.2.2.1. Các dạng mô hình đề xuất : + Các dạng mô hình : Mô hình có hệ số co giãn không đổi : Mô hình hai biến : Y= a + bX +U Mô hình phụ thuộc vào biến trễ một thời kỳ : Y = a+ bX + cX(-1) + U Chúng ta đưa ra mô hình này vì trong việc thanh toán của hoạt động xuất nhập khẩu thì việc lập một thư tín dụng, nhờ thu hay chuyển tiền đều phải có một thời gian sau thì việc thanh toán mới được thực hiện. Hàm +Giả thiết chung cho các mô hình : Trong phân tích kinh tế lượng có nhiều phương pháp để ước lượng mô hình nhưng trong chuyên đề này ta sử dụng chủ yếu là phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất. Phương pháp này có các giả thiết như sau: - Giả thiết 1 : Các biến độc lập là các biến xác định và giá trị của các biến số đã được biết trước. - Giả thiết 2 : với mọi I nghĩa là với bất kỳ giá trị của biến độc lậpthì ảnh hưởng trugn bình của yếu tố ngẫu nhiên đến biến phụ thuộc là không đáng kể. - Giả thiết 3 : Với mọi I . Phương sai sai số không đổi . - Giả thiết 4 : các yếu tố ngẫu nhiên không tương quan lẫn nhau. Giả thiết 5 : Cov(U,X) = 0 sai số không liên quan đến biến độc lập. Giả thiết 6 : biến ngẫu nhiên u có phân bố chuẩn. 2.2.2.2. Ước lượng, phân tích và lựa chọn mô hình phù hợp : Việc ước lượng ta sử dụng phần mềm kinh tế lượng với các chuỗi số liệu là tổng giá trị thanh toán bằng L/C, chuyển tiền, nhờ thu của hàng nhập và số liệu về tỷ giá của VND/USD từ năm 2003-2006, số liệu theo tháng. Trong đó L/C (LC), nhờ thu (NT), chuyển tiền (CH) là biến phụ thuộc và tỷ giá (tygia) là biến độc lập . ● Đối với phương thức thanh toán bằng thư tín dụng L/C : 1.Dạng mô hình hệ số co giãn không đổi ( bảng 2 ) : +Ước lượng ta được phương trình : LOG(LC) = -89.807368*LOG(TYGIA) + 881.6644673 Mô hình được ước lượng theo phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS nên phải thoả mãn các giả thiết của phương pháp này. Một trong những giả thiết OLS bị vi phạm sẽ làm cho các hệ số của mô hình là ước lượng chệch và không hiệu quả. +Kiểm định phương sai sai số thay đổi : Ta sử dụng kiểm định White để xem xét White Heteroskedasticity Test: F-statistic 0.316302 Probability 0.577528 Obs*R-squared 0.331821 Probability 0.564589 Giả thiết Ho : Phương sai sai số không đổi H1 : Phương sai sai số thay đổi Ta thấy n.R2 = 0.331821 < Chấp nhận giả thiết Ho => Phương sai sai số không đổi +Kiểm định sự phân bố chuẩn : Giả thiết H0 : biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn H1 : biến ngẫu nhiên không phân bố chuẩn. Dựa vào hệ số Jarque-Bera = 3.976405 < = 5.99147 Không có cơ sở bác bỏ giả thiết biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn + Kiểm định hệ số : Giả thiết H0 : = 0 H1 : 0 Sử dụng kiểm định Wald test : Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(1) =0 F-statistic 12.97096 Probability 0.000998 Chi-square 12.97096 Probability 0.000316 Dựa vào bảng kiểm định trên ta có : P-value của thống kê F bằng 0.000998 < = 0.05 Và p-value của thống kê bằng 0.000316 < = 0.05 bác bỏ giả thiết H0 chấp nhận giả thiết H1 Hay nói cách khác, có tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá và phương thức thanh toán L/C. +Kiểm định hiện tượng tự tương quan : Dùng kiểm định Durbin Watson : Cặp giả thiết : H0 : không tồn tại hiện tượng tự tương quan H1 : tồn tại hiện tượng tự tương quan Với số quan sát là 36 tra bảng ta có giá trị dl = 1.411 và giá trị du = 1.540 Giá trị d thống kê ta có d= 1.250666 < dl bác bỏ giả thiết H0 . Vậy mô hình tồn tại hiện tượng tự tương quan. 2.Mô hình hai biến Y= a + bX +U (bảng 3): +Mô hình ước lượng được : LC = -4269.884833*TYGIA + 68708652.73 +Kiểm định phương sai sai số thay đổi : Giả thiết Ho : Phương sai sai số không đổi H1 : Phương sai sai số thay đổi White Heteroskedasticity Test: F-statistic 1.129572 Probability 0.335348 Obs*R-squared 2.306613 Probability 0.315592 Ta thấy n.R2 = 2.306613 < Chấp nhận giả thiết Ho => Phương sai sai số không đổi +Kiểm định sự phân bố chuẩn : Giả thiết H0 : biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn H1 : biến ngẫu nhiên không phân bố chuẩn. Dựa vào hệ số Jarque-Bera = 1.531529 < = 5.99147 Không có cơ sở bác bỏ giả thiết biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn. + Kiểm định hệ số b : Giả thiết H0 : b = 0 H1 : b 0 Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(1)=0 F-statistic 5.536478 Probability 0.024549 Chi-square 5.536478 Probability 0.018624 Dựa vào bảng kiểm định trên ta có : P-value của thống kê F bằng 0.024549< = 0.05 Và p-value của thống kê bằng 0.018624 < = 0.05 bác bỏ giả thiết H0 chấp nhận giả thiết H1 Hay nói cách khác, có tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá và phương thức thanh toán L/C. +Kiểm định sự tồn tại hiện tượng tự tương quan : Dùng kiểm định Durbin Watson : Cặp giả thiết : H0 : không tồn tại hiện tượng tự tương quan H1 : tồn tại hiện tượng tự tương quan Với số quan sát là 36 tra bảng ta có giá trị dl = 1.411 và giá trị du = 1.540 Giá trị d thống kê ta có d= 1.579201 > du bác bỏ giả thiết H0 . Vậy mô hình không tồn tại hiện tượng tự tương quan. 3. Hàm ( bảng 4) +M ô h ình : LC = 1.063986306e+12*(1/TYGIA) - 66100063.19 +Kiểm định phương sai sai số thay đổi : Giả thiết Ho : Phương sai sai số không đổi H1 : Phương sai sai số thay đổi White Heteroskedasticity Test: F-statistic 1.136575 Probability 0.333158 Obs*R-squared 2.319992 Probability 0.313487 Ta thấy n.R2 = 2.319992 < Chấp nhận giả thiết Ho => Phương sai sai số không đổi +Kiểm định sự phân bố chuẩn : Giả thiết H0 : biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn H1 : biến ngẫu nhiên không phân bố chuẩn. Dựa vào hệ số Jarque-Bera = 1.493383 < = 5.99147 Không có cơ sở bác bỏ giả thiết biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn + Kiểm định hệ số : Giả thiết H0 : = 0 H1 : 0 Sử dụng kiểm định Wald test : Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(1)=0 F-statistic 5.469955 Probability 0.025362 Chi-square 5.469955 Probability 0.019346 Dựa vào bảng kiểm định trên ta có : P-value của thống kê F bằng 0.025362 < = 0.05 Và p-value của thống kê bằng 0.019346 < = 0.05 bác bỏ giả thiết H0 chấp nhận giả thiết H1 Hay nói cách khác, có tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá và phương thức thanh toán L/C. +Kiểm định sự tồn tại hiện tượng tự tương quan : Cặp giả thiết : H0 : không tồn tại hiện tượng tự tương quan H1 : tồn tại hiện tượng tự tương quan Tra bảng ta có giá trị dl = 1.411 và giá trị du = 1.540 Giá trị d thống kê ta có d= 1.577296 > du bác bỏ giả thiết H0 . Vậy mô hình không tồn tại hiện tượng tự tương quan. 4.Mô hình chứa biến độc lập trễ một thời kỳ ( bảng 5) LC = 7112.906604*TYGIA - 12565.74459*TYGIA(-1) + 87302020.17 +Kiểm định phương sai sai số thay đổi : Giả thiết Ho : Phương sai sai số không đổi H1 : Phương sai sai số thay đổi White Heteroskedasticity Test: F-statistic 0.937918 Probability 0.471283 Obs*R-squared 4.872001 Probability 0.431700 Ta thấy n.R2 =4.872001 > Bác bỏ giả thiết Ho Chấp nhận giả thiết H1 => Phương sai sai số thay đổi. Nguyên nhân của hiện tượng phương sai sai số thay đổi này là do định dạng hàm sai, trong thực tế thì độ trễ của việc thanh toán thư tín dụng có một thời gian nhất định tuỳ thuộc vào yêu cầu của người lập thư tín dụng đối với khách hàng phải thanh toán. +Kiểm định sự phân bố chuẩn : Giả thiết H0 : biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn H1 : biến ngẫu nhiên không phân bố chuẩn. Dựa vào hệ số Jarque-Bera = 0.808844 < = 5.99147 Không có cơ sở bác bỏ giả thiết biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn + Kiểm định hệ số b : Giả thiết H0 : b = 0 H1 : b 0 Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis: C(1) =0 F-statistic 0.392950 Probability 0.535200 Chi-square 0.392950 Probability 0.530753 Dựa vào bảng kiểm định trên ta có : P-value của thống kê F bằng 0.535200 > = 0.05 Và p-value của thống kê bằng 0.530753 > = 0.05 Không có cơ sở bác bỏ giả thiết H0 Hay không tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá và phương thức L/C +Kiểm định sự tồn tại hiện tượng tự tương quan : Cặp giả thiết : H0 : không tồn tại hiện tượng tự tương quan H1 : tồn tại hiện tượng tự tương quan Tra bảng ta có giá trị dl = 1.411 và giá trị du = 1.540 Giá trị d thống kê ta có d= 1.395738 < dl bác bỏ giả thiết H0 . Vậy mô hình tồn tại hiện tượng tự tương quan. =>Kết luận : Về mặt lý thuyết kinh tế : việc thanh toán bằng L/C thể hiện nghĩa vụ của Ngân hàng đối với người hưởng lợi L/C- nhà xuất khẩu. Nghiệp vụ này đem lại lợi ích cho Ngân hàng là thu được phí dịch vụ tạo điều kiện mở rộng tín dụng và Ngân hàng bị ràng buộc giữa trách nhiệm của mình đối với người bán và người mua. Khi thực hiện thanh toán cho bên hưởng lợi, cùng thời điểm đó giá của đồng USD tăng lên thì Ngân hàng sẽ phải thanh toán hộ cho người nhập khẩu một khối lượng tiền tương đương tăng lên. Việc thanh toán có thể bị trì hoãn nhưng theo yêu cầu của bên hưởng lợi thì hợp đồng vẫn sẽ được thực hiện tại một thời điểm đã được ghi trên điều khoản của thư tín dụng . Vì vậy tỷ giá có thể là yếu tố ảnh hưởng đến hoạt động thanh toán của Ngân hàng nhưng rất thấp thể hiện ở hệ số R2 nhỏ . Trong các mô hình trên chúng ta có thể sử dụng mô hình hai và ba để đánh giá mối quan hệ giữa phương thức thanh toán bằng thư tín dụng và tỷ giá VND/USD vì nó thoả mãn các giả thiết OLS và có ý nghĩa kinh tế. ● Đối với phương thức thanh toán chuyển tiền : 1. Mô hình hệ số co giãn không đổi (bảng 6 ): LOG(CT) = -27.664553*LOG(TYGIA) + 280.710128 +Kiểm định phương sai sai số thay đổi : Giả thiết Ho : Phương sai sai số không đổi H1 : Phương sai sai số thay đổi White Heteroskedasticity Test: F-statistic 1.348757 Probability 0.253827 Obs*R-squared 1.374329 Probability 0.241069 Ta thấy n.R2 = 1.374329 < Chấp nhận giả thiết Ho => Phương sai sai số không đổi +Kiểm định sự phân bố chuẩn : Giả thiết H0 : biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn H1 : biến ngẫu nhiên không phân bố chuẩn. Dựa vào hệ số Jarque-Bera = 1.216028 < = 5.99147 Không có cơ sở bác bỏ giả thiết biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn + Kiểm định hệ số : Giả thiết H0 : = 0 H1 : 0 Sử dụng kiểm định Wald test : Wald Test: Equation: EQ02 Null Hypothesis: C(1)=0 F-statistic 2.128524 Probability 0.154034 Chi-square 2.128524 Probability 0.144580 Dựa vào bảng kiểm định trên ta có : P-value của thống kê F bằng 1.54034 > = 0.05 Và p-value của thống kê bằng 0.144580 > = 0.05 chấp nhận giả thiết H0 Hay nói cách khác, không tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá và phương thức thanh toán chuyển tiền +Kiểm định sự tồn tại hiện tượng tự tương quan : Cặp giả thiết : H0 : không tồn tại hiện tượng tự tương quan H1 : tồn tại hiện tượng tự tương quan Tra bảng ta có giá trị dl = 1.411 và giá trị du = 1.540 Giá trị d thống kê ta có d= 2.055179 > du bác bỏ giả thiết H1. Vậy mô hình không tồn tại hiện tượng tự tương quan. 2. Mô hình dạng Y= a + bX +U (bảng 7): CT = -1512.325641*TYGIA + 24626740 +Kiểm định phương sai sai số thay đổi : Giả thiết Ho : Phương sai sai số không đổi H1 : Phương sai sai số thay đổi White Heteroskedasticity Test: F-statistic 1.677019 Probability 0.202943 Obs*R-squared 3.320451 Probability 0.190096 Ta thấy n.R2 = 3.320451 < Chấp nhận giả thiết Ho => Phương sai sai số không đổi +Kiểm định sự phân bố chuẩn : Giả thiết H0 : biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn H1 : biến ngẫu nhiên không phân bố chuẩn. Dựa vào hệ số Jarque-Bera = 1.531529< = 5.99147 Không có cơ sở bác bỏ giả thiết biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn + Kiểm định hệ số b : Giả thiết H0 : b = 0 H1 : b 0 Wald Test: Equation: EQ01 Null Hypothesis: C(1)=0 F-statistic 4.194259 Probability 0.048587 Chi-square 4.194259 Probability 0.040561 Dựa vào bảng kiểm định trên ta có : P-value của thống kê F bằng 0.048587 < = 0.05 Và p-value của thống kê bằng 0.040561 < = 0.05 bác bỏ giả thiết H0 chấp nhận giả thiết H1 Hay nói cách khác, có tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá và phương thức thanh toán chuyển tiền +Kiểm định sự tồn tại hiện tượng tự tương quan : Cặp giả thiết : H0 : không tồn tại hiện tượng tự tương quan H1 : tồn tại hiện tượng tự tương quan Tra bảng ta có giá trị dl = 1.411 và giá trị du = 1.540 Giá trị d thống kê ta có d= 1.769678 > du bác bỏ giả thiết H1. Vậy mô hình không tồn tại hiện tượng tự tương quan. Mô hình dạng (bảng 8 ) CT = 3.772650173e+11*(1/TYGIA) - 23146658.23 +Kiểm định phương sai sai số thay đổi : Giả thiết Ho : Phương sai sai số không đổi H1 : Phương sai sai số thay đổi White Heteroskedasticity Test: F-statistic 1.692448 Probability 0.200130 Obs*R-squared 3.348076 Probability 0.187488 Ta thấy n.R2 = 3.348076 < Chấp nhận giả thiết Ho => Phương sai sai số không đổi +Kiểm định sự phân bố chuẩn : Giả thiết H0 : biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn H1 : biến ngẫu nhiên không phân bố chuẩn. Dựa vào hệ số Jarque-Bera = 1.493383 < = 5.99147 Không có cơ sở bác bỏ giả thiết biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn + Kiểm định hệ số : Giả thiết H0 : = 0 H1 : 0 Sử dụng kiểm định Wald test : Wald Test: Equation: EQ03 Null Hypothesis: C(1)=0 F-statistic 4.169506 Probability 0.049217 Chi-square 4.169506 Probability 0.041158 Dựa vào bảng kiểm định trên ta có : P-value của thống kê F bằng 0.049217 < = 0.05 Và p-value của thống kê bằng 0.041158 < = 0.05 bác bỏ giả thiết H0 chấp nhận giả thiết H1 Hay nói cách khác, có tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá và phương thức thanh toán chuyển tiền +Kiểm định sự tồn tại hiện tượng tự tương quan : Cặp giả thiết : H0 : không tồn tại hiện tượng tự tương quan H1 : tồn tại hiện tượng tự tương quan Tra bảng ta có giá trị dl = 1.411 và giá trị du = 1.540 Giá trị d thống kê ta có d= 1.767997 > du bác bỏ giả thiết H1 . Vậy mô hình không tồn tại hiện tượng tự tương quan. Mô hình có chứa biến trễ một thời kỳ (bảng 9) : CT = -7130.272803*TYGIA + 5923.967916*TYGIA(-1) + 19853179.85 +Kiểm định phương sai sai số thay đổi : Giả thiết Ho : Phương sai sai số không đổi H1 : Phương sai sai số thay đổi White Heteroskedasticity Test: F-statistic 0.780523 Probability 0.572196 Obs*R-squared 4.159188 Probability 0.526732 Ta thấy n.R2 =4.159188 > Bác bỏ giả thiết Ho Chấp nhận giả thiết H1 => Phương sai sai số thay đổi. +Kiểm định sự phân bố chuẩn : Giả thiết H0 : biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn H1 : biến ngẫu nhiên không phân bố chuẩn. Dựa vào hệ số Jarque-Bera = 0.064883 < = 5.99147 Không có cơ sở bác bỏ giả thiết biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn + Kiểm định hệ số b : Giả thiết H0 : b = 0 H1 : b 0 Wald Test: Equation: EQ04 Null Hypothesis: C(1)=0 F-statistic 2.591014 Probability 0.117609 Chi-square 2.591014 Probability 0.107472 Dựa vào bảng kiểm định trên ta có : P-value của thống kê F bằng 0.117609 > = 0.05 Và p-value của thống kê bằng 0.107472 > = 0.05 chấp nhận giả thiết H0 Hay nói cách khác, không tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá và phương thức thanh toán chuyển tiền +Kiểm định sự tồn tại hiện tượng tự tương quan : Cặp giả thiết : H0 : không tồn tại hiện tượng tự tương quan H1 : tồn tại hiện tượng tự tương quan Tra bảng ta có giá trị dl = 1.411 và giá trị du = 1.540 Giá trị d thống kê ta có d= 1.706347 > du bác bỏ giả thiết H1 . Vậy mô hình không tồn tại hiện tượng tự tương quan. =>Kết luận :Ý nghĩa về mặt kinh tế : việc thanh toán bằng chuyển tiền tuỳ thuộc vào lệnh chuyển tiền của khách hàng. Cho nên có thể thấy rằng có sự phụ thuộc chặt chẽ hơn trong quan hệ giữa việc thanh toán bằng phương thức chuyển tiền và giá của đồng Đô la. Đây là mối quan hệ ngược chiều khi mà tỷ giá tăng thì việc thanh toán bằng phương pháp chuyển tiền sẽ giảm, cũng được thể hiện rõ trong hệ số của các mô hình. Các mô hình trên đều không tồn tại hiện tượng tự tương quan, và biến ngẫu nhiên có phân bố chuẩn. Ba mô hình đầu có phương sai sai số không đổi, còn mô hình cuối có chứa biến độc lập trễ một thời kỳ thì có phương sai sai số thay đổi. Việc này có thể lý giải là : phương thức thanh toán chuyển tiền phụ thuộc nhiều vào lệnh chuyển tiền của khách hàng và khi lệnh chuyển tiền được đưa ra thì Ngân hàng có nhiệm vụ chuyển tiền ngay cho người hưởng lợi và vậy có thể nói giá trị thanh toán bằng phương thức chuyển tiền không phụ thuộc nhiều vào tỷ giá của thời kỳ trước. Có thể sử dụng mô hình thứ 2 và 3 để đánh giá mối quan hệ của phương thức thanh toán chuyển tiền và tỷ giá VND/USD vì nó thoả mãn các giả thiết của phương pháp OLS và có ý nghĩa kinh tế. ● Đối với phương thức thanh toán nhờ thu 1. Mô hình có hệ số co giãn không đổi (bảng 10): LOG(NT) = -88.47795091*LOG(TYGIA) + 867.0556412 Kiểm định phương sai sai số thay đổi : Giả thiết Ho : Phương sai sai số không đổi H1 : Phương sai sai số thay đổi White Heteroskedasticity Test: F-statistic 0.713668 Probability 0.404702 Obs*R-squared 0.742615 Probability 0.388825 Ta thấy n.R2 = 0.742615 < Chấp nhận giả thiết Ho => Phương sai sai số không đổi Kiểm định sự phân bố chuẩn : Giả thiết H0 : biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn H1 : biến ngẫu nhiên không phân bố chuẩn. Dựa vào hệ số Jarque-Bera = 3.789938 < = 5.99147 Không có cơ sở bác bỏ giả thiết biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn + Kiểm định hệ số : Giả thiết H0 : = 0 H1 : 0 Sử dụng kiểm định Wald test : Wald Test: Equation: EQ05 Null Hypothesis: C(1)=0 F-statistic 2.196349 Probability 0.148433 Chi-square 2.196349 Probability 0.138338 Dựa vào bảng kiểm định trên ta có : P-value của thống kê F bằng 0.148433 > = 0.05 Và p-value của thống kê bằng 0.138338 > = 0.05 chấp nhận giả thiết H0 Hay nói cách khác, không tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá và phương thức thanh toán nhờ thu +Kiểm định sự tồn tại hiện tượng tự tương quan : Cặp giả thiết : H0 : không tồn tại hiện tượng tự tương quan H1 : tồn tại hiện tượng tự tương quan Tra bảng ta có giá trị dl = 1.411 và giá trị du = 1.540 Giá trị d thống kê ta có d= 0.536389 < dl bác bỏ giả thiết H0 . Vậy mô hình tồn tại hiện tượng tự tương quan. 2. Mô hình dạng Y= a + bX +U (bảng 11): NT = -3556.926632*TYGIA + 57015262.9 +Kiểm định phương sai sai số thay đổi : Giả thiết Ho : Phương sai sai số không đổi H1 : Phương sai sai số thay đổi White Heteroskedasticity Test: F-statistic 1.066527 Probability 0.355769 Obs*R-squared 2.185689 Probability 0.335261 Ta thấy n.R2 = 2.185689 < Chấp nhận giả thiết Ho => Phương sai sai số không đổi +Kiểm định sự phân bố chuẩn : Giả thiết H0 : biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn H1 : biến ngẫu nhiên không phân bố chuẩn. Dựa vào hệ số Jarque-Bera = 1.531529 < = 5.99147 Không có cơ sở bác bỏ giả thiết biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn + Kiểm định hệ số b : Giả thiết H0 : b = 0 H1 : b 0 Wald Test: Equation: EQ06 Null Hypothesis: C(1)=0 F-statistic 1.337908 Probability 0049215 Chi-square 1.337908 Probability 0.049351 Dựa vào bảng kiểm định trên ta có : P-value của thống kê F bằng 0.049215 < = 0.05 Và p-value của thống kê bằng 0.049351 < = 0.05 bác bỏ giả thiết H0 chấp nhận giả thiết H1 Hay nói cách khác, có tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá và phương thức thanh toán nhờ thu +Kiểm định sự tồn tại hiện tượng tự tương quan : Cặp giả thiết : H0 : không tồn tại hiện tượng tự tương quan H1 : tồn tại hiện tượng tự tương quan Tra bảng ta có giá trị dl = 1.411 và giá trị du = 1.540 Giá trị d thống kê ta có d= 1.565161 > du chấp nhận giả thiết H0 . Vậy mô hình không tồn tại hiện tượng tự tương quan. 3. Mô hình dạng (bảng 12 ): NT = 8.853994358e+11*(1/TYGIA) - 55225182.51 +Kiểm định phương sai sai số thay đổi : Giả thiết Ho : Phương sai sai số không đổi H1 : Phương sai sai số thay đổi White Heteroskedasticity Test: F-statistic 1.082853 Probability 0.350357 Obs*R-squared 2.217086 Probability 0.330039 Ta thấy n.R2 = 2.217086 < Chấp nhận giả thiết Ho => Phương sai sai số không đổi +Kiểm định sự phân bố chuẩn : Giả thiết H0 : biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn H1 : biến ngẫu nhiên không phân bố chuẩn. Dựa vào hệ số Jarque-Bera = 1.493383 < = 5.99147 Không có cơ sở bác bỏ giả thiết biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn + Kiểm định hệ số : Giả thiết H0 : = 0 H1 : 0 Sử dụng kiểm định Wald test : Wald Test: Equation: EQ07 Null Hypothesis: C(1)=0 F-statistic 1.320640 Probability 0.258498 Chi-square 1.320640 Probability 0.250477 Dựa vào bảng kiểm định trên ta có : P-value của thống kê F bằng 0.258498 > = 0.05 Và p-value của thống kê bằng 0.250477 > = 0.05 chấp nhận giả thiết H0 Hay nói cách khác, không tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá và phương thức thanh toán nhờ thu +Kiểm định sự tồn tại hiện tượng tự tương quan : Cặp giả thiết : H0 : không tồn tại hiện tượng tự tương quan H1 : tồn tại hiện tượng tự tương quan Tra bảng ta có giá trị dl = 1.411 và giá trị du = 1.540 Giá trị d thống kê ta có d= 0.864765 < dl bác bỏ giả thiết H0 . Vậy mô hình tồn tại hiện tượng tự tương quan. 4. Mô hình có chứa biến độc lập trễ một thời kỳ (bảng13) : NT = -607.8806377*TYGIA - 3837.503563*TYGIA(-1) + 71062355.73 +Kiểm định phương sai sai số thay đổi : Giả thiết Ho : Phương sai sai số không đổi H1 : Phương sai sai số thay đổi White Heteroskedasticity Test: F-statistic 0.991003 Probability 0.440335 Obs*R-squared 5.107509 Probability 0.402901 Ta thấy n.R2 = 5.107509 > Bác bỏ giả thiết Ho Chấp nhận giả thiết H1 => Phương sai sai số thay đổi. +Kiểm định sự phân bố chuẩn : Giả thiết H0 : biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn H1 : biến ngẫu nhiên không phân bố chuẩn. Dựa vào hệ số Jarque-Bera = 1.619774 < = 5.99147 Không có cơ sở bác bỏ giả thiết biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn + Kiểm định hệ số b : Giả thiết H0 : b = 0 H1 : b 0 Wald Test: Equation: EQ08 Null Hypothesis: C(1)=0 F-statistic 0.000932 Probability 0.975835 Chi-square 0.000932 Probability 0.975646 Dựa vào bảng kiểm định trên ta có : P-value của thống kê F bằng 0.975835 > = 0.05 Và p-value của thống kê bằng 0.975646 > = 0.05 chấp nhận giả thiết H0 Hay nói cách khác, không tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá và phương thức thanh toán nhờ thu +Kiểm định sự tồn tại hiện tượng tự tương quan : Cặp giả thiết : H0 : không tồn tại hiện tượng tự tương quan H1 : tồn tại hiện tượng tự tương quan Tra bảng ta có giá trị dl = 1.411 và giá trị du = 1.540 Giá trị d thống kê ta có d= 0.873380 < dl bác bỏ giả thiết H0 . Vậy mô hình tồn tại hiện tượng tự tương quan. =>Kết luận : Về mặt lý thuyết kinh tế : Đối với phương thức nhờ thu phụ thuộc vào người xuất khẩu. khi mà người xuất khẩu giao chứng từ cho Ngân hàng chỉ định thì việc thanh toán sẽ bắt đầu được thực hiện. Vì vậy có thể nói yếu tố tỷ giá tác động rất thấp đến việc thanh toán theo phương thức nhờ thu này. Các doanh nghiệp thường thanh toán sớm để có chứng từ nhận hàng để đạt hiệu quả cao nhất trong kinh doanh. Nhờ thu cũng là một phương thức thanh toán quốc tế được sử dụng trong trong nghiệp vụ thanh toán quốc tế của Ngân hàng vì vậy nó cũng chịu ảnh hưởng của yếu tố tỷ giá và đó là ảnh hưởng nguợc chiều. Các mô hình mà chúng ta thu được cho thấy chúng đều là những mô hình không tồn tại hiện tượng tự tương quan, có biến ngẫu nhiên phân bố chuẩn và ba mô hình đàu có phương sai sai số không đổi , mô hình có biến độc lập trễ một thời kỳ có phương sai thay đổi. Điều đó nói nên rằng trị giá của phương thức nhờ thu không chịu ảnh hưởng bởi yếu tố tỷ giá của thời kỳ trước đó. Có thể sử dụng mô hình thứ 2 để đánh giá mối quan hệ của phương thức thanh toán nhờ thu và tỷ giá VND/USD. Bởi nó thoả mãn các điều kiện của phương pháp OLS và có ý nghĩa kinh tế. Chương III : Một số giải pháp và kiến nghị nhằm phát triển nghiệp vụ thanh toán quốc tế tại Ngân hàng Công thương Chi nhánh Cầu Giấy 3.1.Một số giải pháp : 3.1.1.Đẩy mạnh hoạt động Marketing Ngày nay với sự phát triển của thị trường thì hoạt động marketing ngày càng đống vai trò quan trọng trong sự thành công của các doanh nghiệp, trong đó có cả Ngân hàng . Đối với Ngân hàng, khi hoạt động marketing được tiến hành một cách có tổ chức và hệ thống thì các sản phẩm dịch vụ của Ngân hàng sẽ được khách hàng biết đến và có cơ hội lôi kéo khách hàng về với mình. Công tác nghiên cứu thị trường rất quan trọng đòi hỏi phải tiến hành một cách có hệ thống, giúp cho Ngân hàng nắm bắt được nhu cầu của khách hàng về thanh toán quốc tế. Vì nhu cầu khách hàng sẽ quyết định phương thức thanh toán quốc tế của Ngân hàng, quyết định quy mô hoạt động thanh toán quốc tế của Ngân hàng. từ đó chú trọng vào việc phát triển phương thức thanh toán nhiều nhất để đáp ứng nhu cầu của khách hàng. Mặt khác Ngân hàng Công thương Cầu Giấy cũng phải tìm hiểu các đối thủ cạnh trnah của mình trong việc cung cấp các sản phẩm dịch vụ cùng loại, từ đó rút ra những bài học giúp cho Ngân hàng hoạt động hiệu quả hơn, chẳng hạn tạo ra sự khác biệt so với đối thủ cạnh tranh để tạo sự hấp dẫn đối với khách hàng. Chính sách marketing của Ngân hàng cần phải xây dựng một cách khoa học, hệ thống để đi vào thực hiện đem lại kết quả tốt và phát huy tối đa nguồn lực của Ngân hàng . 3.1.2.Phát triển hơn nữa mối quan hệ với các Ngân hàng đại lý : Ngân hàng sẽ không thực hiện được hoạt động thanh toán quốc tế nếu như không có các mối quan hệ với các Ngân hàng đại lý trong và ngoài nước. Khi mà quan hệ thương mại của Việt Nam ngày càng được mở rộng thì Ngân hàng một mặt phải giữ gìn các mối quan hệ cũ mặt khác đồng thời phát triển quan hệ với nhiều Ngân hàng đại lý ở nhiều quốc gia hơn nữa. Ngân hàng cần phải tăng cường tiếp xúc trao đổi học hỏi kinh nghiệm của các Ngân hàng có uy tín và tiềm lực tài chính lớn mạnh, tiến hành cử nhân viên sang tập huấn tại Ngân hàng bạn để tiếp thu những kiến thức mới… 3.1.3.Đổi mới chính sách khách hàng : Có thể thấy khách hàng luôn là một yếu tố quan trọng và mọi hoạt động của Ngân hàng cung cấp các sản phẩm dịch vụ đều không ngoài mục đích đáp ứng nhu cầu ngày càng tốt hơn nữa nhu cấu của các khách hàng của mình. Ngân hàng cần phải đưa ra chính sách khách hàng hợp lý là hết sức cần thiết. ví dụ : chính sách ưu đãi đối với khách hàng có dư nợ tín dụng cao, đồng thời khuyến khích đối với những khách hàng có doanh số tham gia hoạt động thanh toán quốc tế lớn. Có thể cho vây để ký quỹ, bởi vì ký quỹ là một yêu cầu bắt buộc khi khách hàng mở L/C tại Ngân hàng khi khách hàng chưa đủ vốn để ký quỹ thì Ngân hàng nên tạo điều kiện cho khách hàng vay, tạo mối quan hệ tốt hơn đối với Ngân hàng. 3.1.4.Tăng cường đầu tư hiện đại hoá công nghệ Ngân hàng : Khi mà thời đại gnày nay là thời địa của công nghệ thông tin thì việc ứng dụng khoa học kỹ thuật vào sản xuất và đời sống là một tất yếu trong tất cả các lĩnh vực, và trong đó Ngân hàng là một ví dụ điển hình. Khi mà Ngân hàng có khoa học công nghệ hiện đại thì việc phục vụ khách hàng cũng nhanh hơn, tiết kiệm được thời gian và chi phí giao dịch của khách hàng. Khi mà tiến trình hội nhập kinh tế quốc tế Ngân hàng Công thương Cầu Giấy không những phải cạnh tranh với những Ngân hàng trong nước mà còn phải cạnh tranh với các Ngân hàng nước ngoài công nghệ cao và đã đi trước chúng ta nhiều năm. Vì vậy cần phải tăng cường đầu tư hiện đại hoá công nghệ. 3.1.5.Thường xuyên bồi dưỡng trình độ nghiệp vụ cho cán bộ thanh toán quốc tế. Thanh toán quốc tế là một nghiệp vụ phức tạp , nó đòi hỏi cán bộ không ngừng nâng cao trình độ nghiệp vụ, trình độ tiếng anh…để đáp ứng nhu cầu khách hàng và thực hiện được mục tiêu của Ngân hàng Công thương Việt Nam đề ra.Trình độ của cán bộ nghiệp vụ thanh toán có ảnh hưởng lớn đến hoạt động thanh toán quốc tế về thời gian, chi phí, chất lượng. Việc nâng cao trình độ của cán bộ thanh toán quốc tế được thể hiện thông qua các hoạt động như: -Tổ chức các lớp bồi dưỡng nghiệp vụ, mời những chuyên gia có trình độ để giảng dạy. - Ngoài kiến thức về nghiệp vụ thì yêu cầu công việc đòi hỏi cán bộ thanh toán quốc tế phải giỏi tiếng anh, do đó cân fphải nâng cao trình độ ngoại ngữ cho cán bộ thanh toán. - Tổ chức những buổi hội thảo, mời những chuyên gia uy tín để cán bộ thanh toán có thể học hỏi trao đổi kinh nghiệm. 3.2. Một số kiến nghị : Ngân hàng Công thương Cầu Giấy là chi nhánh cấp 1 của Ngân hàng Công thương Việt Nam, phải tuân thủ theo những văn bản do Ngân hàng Công thương Việt Nam ban hành. Một số chính sáhc hạn chế tín dụng làm giảm nghiệp vụ thanh toán đối với Ngân hàng. Ngân hàng nên có nhiều chính sách ưu đãi hơn nữa để cho khách hàng có thể tiếp cận được với nguồn tài trợ của Ngân hàng, nhất là đối với một số doanh nghiệp nhà nước hiện nay thực hiện cổ phần hoá- theo hạn mức dư nợ đối với công ty cổ phần sẽ không được tài trợ . Bên cạnh đó Ngân hàng Công thương Cầu Giấy cũng cần phải chú trọng tới việc hiện đại hoá công nghệ, tăng cường cơ sở vật chất. Công tác Marketing trong lĩnh vực thanh toán quốc tế chưa được quan tâm chỉ đạo sát sao, chưa chủ động tìm kiếm khách hàng mà chủ yếu khách hàng tìm đến Ngân hàng. Đồng thời phát triển hơn nữa mối quan hệ với Ngân hàng đại lý để hoạt động thanh toán quốc tế ngày càng phát triển và đáp ứng tốt nhất nhu cầu của khách hàng của kế hoạch Ngân hàng Công thương Việt Nam giao cho. Kết luận Xu hướng hoạt động của các Ngân hàng thương mại trên thế giới cũng như ở nước ta hiện nay là tăng cường mở rộng các hoạt động dịch vụ Ngân hàng . Ở Việt Nam, những năm gần đay các Ngân hàng đã chú trọng đến việc mở rộng và phát triển dịch vụ, nhưng kết quả còn hạn chế, thu nhập từ hoạt động kinh doanh dịch vụ còn nhỏ bé. Quá trình mở cửa nền kinh tế đang đặt cho Ngân hàng Công thương Cầu Giấy những cơ hội và thách thức. Việc xem xét xác định mối quan hệ giữa tỷ giá và các phương thức thanh toán quốc tế sẽ tạo điều kiện chủ động trong nguồn vốn bằng ngoại tệ để chi trả cho các hoạt động của Ngân hàng. Tránh tình trạng khi mà tỷ giá tăng thì giá trị thanh toán quốc tế giảm và tỷ giá giảm thì giá trị thanh toán quốc tế lại tăng, mặc dù mối quan đó còn thấp. Với khả năng hiểu biết còn hạn chế, em rất mong nhận ý kiến đóng góp của thầy và các anh chị phòng xuất nhập khẩu giúp em hoàn thành chuyên đề thực tập tốt nghiệp này. Em xin chân thành cảm ơn thầy Hoàng Đình Tuấn, cô Trần Mỹ Dung và các anh (chị) phòng xuất nhập khẩu đã hướng dẫn tận tình và tạo điều kiện giúp em hoàn thành chuyên đề thực tập này. Danh mục tài liệu tham khảo: Tài chính quốc tế hiện đại trong nền kinh tế mở. Tác giả Nguyễn Văn Tiến. Tỷ giá hối đoái phương pháp tiếp cận và nghệ thuật điều chỉnh. Tác giả Nguyễn Văn Tiến. Giáo trình thanh toán quốc tế. Tác giả GS.NGƯT. Đinh Xuân Trình. Giáo trình kinh tế lượng. Tác giả PGS.TS. Nguyễn Quang Dong. Bài giảng mô hình tài chính quốc tế của thầy Ngyễn Khắc Minh. Các trang website : http: www.icb.com.vn http: www.bsv.gov.vn http: www.mof.gov.vn PHỤ LỤC Hình 1 Bảng 2 Dependent Variable: LOG(LC) Method: Least Squares Date: 04/23/07 Time: 23:22 Sample: 1 36 Included observations: 36 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(TYGIA) -89.80737 24.93595 -3.601522 0.0010 C 881.6645 241.0933 3.656943 0.0009 R-squared 0.276149 Mean dependent var 13.36191 Adjusted R-squared 0.254859 S.D. dependent var 1.249519 S.E. of regression 1.078604 Akaike info criterion 3.043166 Sum squared resid 39.55518 Schwarz criterion 3.131139 Log likelihood -52.77699 F-statistic 12.97096 Durbin-Watson stat 1.250666 Prob(F-statistic) 0.000998 bảng 3 Dependent Variable: LC Method: Least Squares Date: 04/23/07 Time: 23:22 Sample: 1 36 Included observations: 36 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. TYGIA -4269.885 1814.677 -2.352972 0.0245 C 68708653 28694473 2.394491 0.0223 R-squared 0.140035 Mean dependent var 1193115. Adjusted R-squared 0.114742 S.D. dependent var 1320387. S.E. of regression 1242328. Akaike info criterion 30.95682 Sum squared resid 5.25E+13 Schwarz criterion 31.04480 Log likelihood -555.2228 F-statistic 5.536478 Durbin-Watson stat 1.579201 Prob(F-statistic) 0.024549 bảng 4 Dependent Variable: LC Method: Least Squares Date: 04/23/07 Time: 23:23 Sample: 1 36 Included observations: 36 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 1/TYGIA 1.06E+12 4.55E+11 2.338793 0.0254 C -66100063 28773351 -2.297267 0.0279 R-squared 0.138585 Mean dependent var 1193115. Adjusted R-squared 0.113250 S.D. dependent var 1320387. S.E. of regression 1243374. Akaike info criterion 30.95851 Sum squared resid 5.26E+13 Schwarz criterion 31.04648 Log likelihood -555.2532 F-statistic 5.469955 Durbin-Watson stat 1.577296 Prob(F-statistic) 0.025362 Bảng 5 Dependent Variable: LC Method: Least Squares Date: 04/23/07 Time: 23:23 Sample(adjusted): 2 36 Included observations: 35 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. TYGIA 7112.907 11346.93 0.626857 0.5352 TYGIA(-1) -12565.74 11564.32 -1.086596 0.2853 C 87302020 30329911 2.878413 0.0071 R-squared 0.207267 Mean dependent var 1211306. Adjusted R-squared 0.157721 S.D. dependent var 1335079. S.E. of regression 1225279. Akaike info criterion 30.95705 Sum squared resid 4.80E+13 Schwarz criterion 31.09037 Log likelihood -538.7484 F-statistic 4.183331 Durbin-Watson stat 1.395738 Prob(F-statistic) 0.024324 Bảng 6 Dependent Variable: LOG(CT) Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 10:29 Sample(adjusted): 1 35 Included observations: 35 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(TYGIA) -27.66455 18.96201 -1.458946 0.1540 C 280.7101 183.3260 1.531208 0.1352 R-squared 0.060592 Mean dependent var 13.24747 Adjusted R-squared 0.032126 S.D. dependent var 0.778396 S.E. of regression 0.765791 Akaike info criterion 2.359629 Sum squared resid 19.35236 Schwarz criterion 2.448506 Log likelihood -39.29351 F-statistic 2.128524 Durbin-Watson stat 2.055179 Prob(F-statistic) 0.154034 bảng 7 Dependent Variable: CT Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 10:28 Sample(adjusted): 1 35 Included observations: 35 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. TYGIA -1512.326 738.4443 -2.047989 0.0486 C 24626740 11671447 2.109999 0.0425 R-squared 0.112766 Mean dependent var 724303.6 Adjusted R-squared 0.085880 S.D. dependent var 493312.6 S.E. of regression 471654.2 Akaike info criterion 29.02133 Sum squared resid 7.34E+12 Schwarz criterion 29.11020 Log likelihood -505.8732 F-statistic 4.194259 Durbin-Watson stat 1.769678 Prob(F-statistic) 0.048587 bảng 8 Dependent Variable: CT Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 10:31 Sample(adjusted): 1 35 Included observations: 35 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 1/TYGIA 3.77E+11 1.85E+11 2.041937 0.0492 C -23146658 11690625 -1.979933 0.0561 R-squared 0.112175 Mean dependent var 724303.6 Adjusted R-squared 0.085272 S.D. dependent var 493312.6 S.E. of regression 471811.2 Akaike info criterion 29.02199 Sum squared resid 7.35E+12 Schwarz criterion 29.11087 Log likelihood -505.8848 F-statistic 4.169506 Durbin-Watson stat 1.767997 Prob(F-statistic) 0.049217 bảng 9 Dependent Variable: CT Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 10:33 Sample(adjusted): 2 35 Included observations: 34 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. TYGIA -7130.273 4429.669 -1.609663 0.1176 TYGIA(-1) 5923.968 4471.682 1.324774 0.1949 C 19853180 12414799 1.599154 0.1199 R-squared 0.133630 Mean dependent var 707079.4 Adjusted R-squared 0.077736 S.D. dependent var 489932.1 S.E. of regression 470504.3 Akaike info criterion 29.04510 Sum squared resid 6.86E+12 Schwarz criterion 29.17977 Log likelihood -490.7666 F-statistic 2.390749 Durbin-Watson stat 1.706347 Prob(F-statistic) 0.108243 Bảng 10 Dependent Variable: LOG(NT) Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 10:39 Sample(adjusted): 1 35 Included observations: 33 Excluded observations: 2 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(TYGIA) -88.47795 59.70139 -1.482008 0.1484 C 867.0556 577.1581 1.502285 0.1431 R-squared 0.066162 Mean dependent var 11.70280 Adjusted R-squared 0.036039 S.D. dependent var 2.261588 S.E. of regression 2.220462 Akaike info criterion 4.491999 Sum squared resid 152.8439 Schwarz criterion 4.582696 Log likelihood -72.11798 F-statistic 2.196349 Durbin-Watson stat 0.536389 Prob(F-statistic) 0.148433 bảng 11 Dependent Variable: NT Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 10:40 Sample: 1 36 Included observations: 36 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. TYGIA -3556.927 3075.118 -1.156680 0.2555 C 57015263 48625121 1.172547 0.2491 R-squared 0.037860 Mean dependent var 773040.2 Adjusted R-squared 0.009562 S.D. dependent var 2115364. S.E. of regression 2105226. Akaike info criterion 32.01170 Sum squared resid 1.51E+14 Schwarz criterion 32.09967 Log likelihood -574.2105 F-statistic 1.337908 Durbin-Watson stat 1.565161 Prob(F-statistic) 0.255466 Bảng 12 Dependent Variable: NT Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 10:41 Sample: 1 36 Included observations: 36 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 1/TYGIA 8.85E+11 7.70E+11 1.149191 0.2585 C -55225183 48729656 -1.133297 0.2650 R-squared 0.037390 Mean dependent var 773040.2 Adjusted R-squared 0.009078 S.D. dependent var 2115364. S.E. of regression 2105740. Akaike info criterion 32.01218 Sum squared resid 1.51E+14 Schwarz criterion 32.10016 Log likelihood -574.2193 F-statistic 1.320640 Durbin-Watson stat 0.864765 Prob(F-statistic) 0.258498 Bảng 13 Dependent Variable: NT Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 10:42 Sample(adjusted): 2 36 Included observations: 35 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. TYGIA -607.8806 19911.93 -0.030528 0.9758 TYGIA(-1) -3837.504 20293.41 -0.189101 0.8512 C 71062356 53223841 1.335160 0.1912 R-squared 0.051771 Mean dependent var 794827.1 Adjusted R-squared -0.007494 S.D. dependent var 2142145. S.E. of regression 2150156. Akaike info criterion 32.08180 Sum squared resid 1.48E+14 Schwarz criterion 32.21511 Log likelihood -558.4314 F-statistic 0.873556 Durbin-Watson stat 0.873380 Prob(F-statistic) 0.427183 Mục lục