nghiệp vụ ngân hàng tại Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam chi nhánh Bình Dương
+ Thưc hiện nghiên cứu từ tháng 01/2006 đến 12/2010 gồm 60 quan sát là kết quả doanh số TTXNK, KDNT, DNTD, chiết khấu và bảo lãnh của VCB Bình Dương thống kê theo tháng (Phụ lục 2).
+ Sử dụng hàm hồi quy với biến độc lập là TTXNK và biến phụ thuộc là KDNT, DNTD, chiết khấu và bảo lãnh và phần mềm Eviews 4.0 để tính hệ số tương quan giữa TTXNK với KDNT, DNTD, chiết khấu và bảo lãnh.
+ Đối với nghiệp vụ kinh doanh ngoại tệ
Đặc điểm của thương mại quốc tế là sự khác nhau về đơn vị tiền tệ giữa
các quốc gia, đồng tiền sử dụng trong TTXNK thường là đồng Đôla Mỹ. Vì vậy, có
thể thấy hoạt động TTXNK tạo ra nguồn cung và cầu ngoại tệ cho nghiệp vụ kinh doanh ngoại tệ tại các NHTM, trong đó có cả VCB Bình Dương.
Tính hệ số tương quan giữa KDNT và TTXNK, kết quả cor = 0.75 gần với +1 cho thấy KDNT có tương quan cùng chiều khá chặt với TTXNK.
Kiểm tra ý nghĩa của hệ số tương quan tuyến tính tổng thể ρ giữa doanh số TTXNK và doanh số KDNT như sau :
Đặt giả thuyết:
H0: ρ = 0, khơng có tương quan tuyến tính giữa doanh số TTXNK và doanh số KDNT của tổng thể.
H1: ρ ≠ 0, có tương quan tuyến tính giữa doanh số TTXNK và doanh số
KDNT của tổng thể.
Gọi t là đại lượng kiểm định tuân theo phân phối t với bậc tự do (n-2) =58 t = 2 1 2 n r r = 2 60 75 . 0 1 75 . 0 2 8.635
Với mức ý nghĩa =5 %, tra bảng phân phối t Student thì t (n-2, /2) = t (58,0.025) = 2.000 < /t/ = 8.635 nên giả thuyết H0 bị bác bỏ, nghĩa là giữa doanh số TTXNK và doanh số KDNT có tương quan tuyến tính.
Đồ thị 2.1. Doanh số KDNT và doanh số TTXNK tại VCB Bình Dương giai đoạn 01/2006 – 12/2010
Đơn vị tính: ngàn USD
Bảng 2.11: Kết quả hồi qui KDNT theo TTXNK
Dependent Variable: KDNT Method: Least Squares Date: 10/14/11 Time: 21:16 Sample: 2006:01 2010:12 Included observations: 60
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -48875.38 14244.43 -3.431192 0.0011 TTXNK 1.839856 0.215821 8.524906 0.0000 R-squared 0.556147 Mean dependent var 68974.16 Adjusted R-squared 0.548495 S.D. dependent var 39593.85 S.E. of regression 26604.75 Akaike info criterion 23.24833 Sum squared resid 4.11E+10 Schwarz criterion 23.31814 Log likelihood -695.4500 F-statistic 72.67403 Durbin-Watson stat 1.185253 Prob(F-statistic) 0.000000
Thống kê d: 1<d = 1.185253 <3 nên mơ hình khơng có tự tương quan. Mơ hình hồi qui có dạng:
KDNTi = 1.839856 TTXNKi - 48875.38 + Ui (Trong đó, Ui là sai số ngẫu nhiên thứ i, i = 1;60)
Hệ số β = 1.839856 >0 nghĩa là xét trong khoảng thời gian khảo sát từ
tháng 01/2006 đến tháng 12/2010, khi doanh số TTXNK tăng/giảm 1,000
USD/tháng thì doanh số KDNT tăng/giảm 1,840 USD/tháng.
Những kết quả trên đều cho thấy giữa doanh số TTXNK và doanh số
KDNT có mối quan hệ ràng buộc. Theo đó nghiệp vụ TTXNK tạo nguồn cung và
cầu ngoại tệ cho nghiệp vụ KDNT, doanh số TTXNK tăng sẽ tác động tích cực đến doanh số KDNT.
+ Đối với nghiệp vụ tín dụng
Tính hệ số tương quan của DNTD và TTXNK bằng phần mềm Eviews 4.0
được r = 0.86 rất gần với +1. Điều này thể hiện một mối liên hệ chặt chẽ giữa hai
biến này.
+ Kiểm tra ý nghĩa của hệ số tương quan tuyến tính tổng thể ρ giữa TTXNK và DNTD như sau:
Đặt giả thuyết:
H0: ρ = 0, khơng có tương quan tuyến tính giữa doanh số TTXNK và doanh số DNTD của tổng thể.
H1: ρ ≠ 0, có tương quan tuyến tính giữa doanh số TTXNK và doanh số
DNTD của tổng thể.
Gọi t là đại lượng kiểm định tuân theo phân phối t với bậc tự do (n-2) =58 t = 2 1 2 n r r = 2 60 86 . 0 1 86 . 0 2 12.835
Với mức ý nghĩa =5 %, t (n-2, /2) = t (58,0.025) = 2.000 < /t/ = 12.835 nên giả thuyết H0 bị bác bỏ, nghĩa là giữa doanh số TTXNK và DNTD có tương quan tuyến tính.
Đồ thị 2.2. Doanh số DNTD và doanh số TTXNK tại VCB Bình Dương giai đoạn 01/2006 – 12/2010
Đơn vị tính: ngàn đồng
Bảng 2.12: Kết quả hồi qui DNTD theo TTXNK
Dependent Variable: TINDUNG Method: Least Squares
Date: 10/14/11 Time: 23:31 Sample: 2006:01 2010:12 Included observations: 60
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -682531.4 128900.8 -5.295011 0.0000 TTXNK 25.20781 1.953012 12.90715 0.0000 R-squared 0.741757 Mean dependent var 932121.5 Adjusted R-squared 0.737304 S.D. dependent var 469724.5 S.E. of regression 240751.9 Akaike info criterion 27.65369 Sum squared resid 3.36E+12 Schwarz criterion 27.72350 Log likelihood -827.6106 F-statistic 166.5945 Durbin-Watson stat 1.439959 Prob(F-statistic) 0.000000
Với 1< d = 1.439959 <3, mơ hình khơng có tự tương quan.
Mơ hình hồi qui lúc này có dạng: DNTD = 25.20781x TTXNK – 682531.4 + Ui
Hệ số β = 25.20781 cho thấy trong giai đoạn từ 01/2006 đến 12/2010, khi
doanh số TTXNK tăng 1,000 USD thì DNTD tăng 25,208 đồng.
+ Đối với nghiệp vụ chiết khấu
Chiết khấu là một trong những hình thức tài trợ xuất khẩu. Để tránh ứ đọng vốn, nhà xuất khẩu sau khi giao hàng có thể đem hối phiếu và bộ chứng từ đến ngân hàng xin chiết khấu trước khi đến hạn thanh toán. Nghiệp vụ này xuất
phát từ nhu cầu sử dụng vốn của người bán trong thương mại quốc tế. Điều kiện để ngân hàng thực hiện chiết khấu là những chứng từ có giá như hối phiếu hay bộ
chứng từ trong phương thức thanh toán bằng L/C, nhờ thu. Như vậy, hoạt động
TTXNK xét ở góc độ nào đó là có ảnh hưởng đến nghiệp vụ chiết khấu của ngân
hàng.
Tính hệ số tương quan của chiết khấu và TTXNK bằng phần mềm Eviews 4.0 được r = 0.8 gần với +1. Điều này thể hiện một mối liên hệ chặt chẽ giữa hai
biến này.
Kiểm tra ý nghĩa của hệ số tương quan tuyến tính tổng thể ρ giữa doanh số TTXNK và dư nợ chiết khấu như sau:
Đặt giả thuyết:
H0: ρ = 0, khơng có tương quan tuyến tính giữa doanh số TTXNK và dư nợ chiết khấu của tổng thể.
H1: ρ ≠ 0, có tương quan tuyến tính giữa doanh số TTXNK và dư nợ chiết khấu của tổng thể.
Gọi t là đại lượng kiểm định tuân theo phân phối t với bậc tự do (n-2) =58 t = 2 1 2 n r r = 2 60 8 . 0 1 8 . 0 2 10.154
Với mức ý nghĩa =5 %, t (n-2, /2) = t (58,0.025) = 2.000 < /t/ = 10.154 nên giả
thuyết H0 bị bác bỏ, nghĩa là giữa doanh số TTXNK và dư nợ chiết khấu có tương quan tuyến tính.
Bảng 2.13: Kết quả hồi qui dư nợ chiết khấu theo TTXNK
Dependent Variable: CHIETKHAU Method: Least Squares
Date: 10/17/11 Time: 21:04 Sample: 2006:01 2010:12 Included observations: 60
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -9412.558 1951.067 -4.824313 0.0000 TTXNK 0.302119 0.029561 10.22015 0.0000 R-squared 0.642970 Mean dependent var 9939.296 Adjusted R-squared 0.636815 S.D. dependent var 6046.749 S.E. of regression 3644.065 Akaike info criterion 19.27235 Sum squared resid 7.70E+08 Schwarz criterion 19.34216 Log likelihood -576.1706 F-statistic 104.4515 Durbin-Watson stat 1.138874 Prob(F-statistic) 0.000000
Với 1< d = 1.4138874 <3, mơ hình khơng có tự tương quan. Mơ hình hồi qui lúc này có dạng: Dư nợ chiết khấu = 0.302119 x TTXNK – 9412.558 + Ui
Hệ số β = 0.302119 cho thấy trong giai đoạn từ 01/2006 đến 12/2010, khi
doanh số TTXNK tăng 1,000 USD thì chiết khấu tăng 302.12 đồng.
Như vậy, hoạt động TTXNK có ảnh hưởng đến nghiệp vụ chiết khấu.
+ Đối với nghiệp vụ bảo lãnh
Bảo lãnh là cam kết bằng văn bản của ngân hàng với bên nhận bảo lãnh về việc thực hiện nghĩa vụ tài chính thay cho khách hàng khi khách hàng không thực hiện hoặc thực hiện không đứng nghĩa vụ đã cam kết với bên nhận bảo lãnh.
Trong các sản phẩm bảo lãnh của ngân hàng có những loại bảo lãnh xuất phát từ hoạt động TTXNK như bảo lãnh nhận hàng, bảo lãnh thanh tốn và thư tín dụng dự phịng … Vì vậy hoạt động TTXNK càng đa dạng, càng hiệu quả, càng
thu hút nhiều khách hàng thì càng tạo được lực đòn bẩy cho những sản phẩm liên kết, trong đó có bảo lãnh.
Thực hiện tương tự phần trên, tính được hệ số tương quan tuyến tính r =
0.78. Đặt giả thuyết:
H0: ρ = 0, khơng có tương quan tuyến tính giữa doanh số TTXNK và dư nợ
bảo lãnh của tổng thể.
H1: ρ ≠ 0, có tương quan tuyến tính giữa doanh số TTXNK và dư nợ bảo
lãnh của tổng thể.
t = 2 1 2 n r r = 2 60 78 . 0 1 78 . 0 2 9.493
Với mức ý nghĩa = 5 %, t (n-2 /2) = t (58,0.025) = 2.000 < /t/ = 9.493 nên giả thuyết H0 bị bác bỏ, nghĩa là giữa doanh số TTXNK và dư nợ bảo lãnh có tương quan tuyến tính.
Bảng 2.14: Kết quả hồi qui dư nợ bảo lãnh theo TTXNK
Dependent Variable: BAOLANH Method: Least Squares
Date: 10/17/11 Time: 21:12 Sample: 2006:01 2010:12 Included observations: 60
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -53807.61 12277.03 -4.382785 0.0000 TTXNK 1.794350 0.186013 9.646382 0.0000 R-squared 0.616028 Mean dependent var 61127.06 Adjusted R-squared 0.609408 S.D. dependent var 36689.83 S.E. of regression 22930.18 Akaike info criterion 22.95106 Sum squared resid 3.05E+10 Schwarz criterion 23.02087 Log likelihood -686.5318 F-statistic 93.05268 Durbin-Watson stat 1.448364 Prob(F-statistic) 0.000000
Với 1< d = 1.448364 < 3, mơ hình khơng có tự tương quan. Mơ hình hồi qui lúc này có dạng: Dư nợ bảo lãnh = 1.794350 x TTXNK – 53807.61+ Ui
Hệ số β = 1.794350 cho thấy trong giai đoạn từ 01/2006 đến 12/2010, khi
doanh số TTXNK tăng 1,000 USD thì bảo lãnh tăng 1.794 đồng.
Như vậy, hoạt động TTXNK có ảnh hưởng đến hoạt động bảo lãnh.
Như vậy, có mối liên hệ ràng buộc giữa hoạt động TTXNK với các nghiệp vụ NHTM khác tại VCB Bình Dương. Trong đó, TTXNK đóng vai trị là nghiệp
vụ hỗ trợ, tương tác tạo đòn bẩy tăng trưởng cho các dịch vụ còn lại. Từ đó có thể nhận xét mặc dù chỉ làm chức năng trung gian thanh toán nhưng sự tồn tại nghiệp vụ này là cần thiết cho hoạt động ngân hàng. TTXNK khơng chỉ đa dạng hóa sản
phẩm ngân hàng, giúp thỏa mãn nhu cầu khách hàng mà cịn có vai trị đẩy mạnh
hoạt động của các nghiệp vụ liên quan. Không nên chỉ nhìn nhận, đánh giá hiệu
quả TTXNK qua doanh số và tăng trưởng thu nhập mà cần đặt những tăng trưởng