N Khoảng Cực tiểu Cực đại Số trung bình Độ lệch Phƣơng Độ lệch Độ gù
biến thiên chuẩn sai
Số liệu Số liệu Số liệu Số liệu Số liệu Sai số Số liệu Số liệu Số liệu Sai số Số liệu Sai số
chuẩn chuẩn chuẩn
LSTD 289 2 1 3 2.71 .033 .553 .306 -1.739 .143 2.070 .286 TCTD 289 3 1 4 2.90 .037 .624 .389 -1.137 .143 2.691 .286 CSTD 289 2 2 4 3.35 .034 .576 .332 -.213 .143 -.692 .286 TCBM 289 2 1 3 2.61 .034 .580 .337 -1.170 .143 .378 .286 TTTD 289 2 2 4 3.16 .028 .484 .234 .399 .143 .580 .286 CLNS 289 1 3 4 3.20 .023 .399 .159 1.530 .143 .342 .286 NCTD 289 2 2 4 3.70 .038 .642 .413 -1.924 .143 2.186 .286 NLSX 289 2 2 4 3.35 .043 .726 .528 -.653 .143 -.854 .286 NLTT 289 2 2 4 3.25 .041 .697 .486 -.383 .143 -.907 .286 NLTC 289 3 1 4 2.85 .046 .787 .620 -.332 .143 -.251 .286 NLQL 289 2 2 4 3.15 .038 .652 .426 -.160 .143 -.682 .286 TSDB 289 2 1 3 2.65 .033 .569 .324 -1.421 .143 1.043 .286 TCDD 289 2 2 4 3.00 .032 .543 .295 -.003 .143 .428 .286 QTTD 289 3 1 4 2.64 .044 .752 .565 -.721 .143 .158 .286 NTTD 289 3 1 4 2.45 .051 .869 .755 -.532 .143 -.796 .286 MDDU 289 2 1 3 2.49 .044 .746 .556 -1.094 .143 -.336 .286 CTDL 289 2 1 3 2.25 .041 .702 .493 -.390 .143 -.926 .286 Valid N 289 (listwise) 15
Kết quả nghiên cứu từ bảng hỏi khách hàng
1.3.1. Mơ tả về phân tích về mẫu nghiên cứu
Bảng 1.2: Mơ tả các chỉ tiêu thống kê của các biến nghiên cứu
N Khoảng Cực tiểu Cực đại Số trung bình Độ lệch Phƣơng sai Độ lệch Độ gù
biến thiên chuẩn
Số liệu Số liệu Số liệu Số liệu Số liệu Sai số Số liệu Số liệu Số liệu Số liệu Số liệu Số liệu chuẩn Lãi suất TD 289 2 1 3 2,71 ,033 ,553 ,306 -1,739 ,143 2,070 ,286 Tiêu chuẩn TD 289 3 1 4 2,90 ,037 ,624 ,389 -1,137 ,143 2,691 ,286 Chính sách TD 289 2 2 4 3,35 ,034 ,576 ,332 -,213 ,143 -,692 ,286 Tổ chức bộ máy 289 2 1 3 2,61 ,034 ,580 ,337 -1,170 ,143 ,378 ,286 Thông tin TD 289 2 2 4 3,16 ,028 ,484 ,234 ,399 ,143 ,580 ,286 Chất lƣợng NS 289 1 3 4 3,20 ,023 ,399 ,159 1,530 ,143 ,342 ,286 Nhu cầu TD 289 2 2 4 3,70 ,038 ,642 ,413 -1,924 ,143 2,186 ,286 Năng lực SX 289 2 2 4 3,35 ,043 ,726 ,528 -,653 ,143 -,854 ,286 NLTT 289 2 2 4 3,25 ,041 ,697 ,486 -,383 ,143 -,907 ,286 NLTC 289 3 1 4 2,85 ,046 ,787 ,620 -,332 ,143 -,251 ,286 Năng lực QL 289 2 2 4 3,15 ,038 ,652 ,426 -,160 ,143 -,682 ,286 TS đảm bảo 289 2 1 3 2,65 ,033 ,569 ,324 -1,421 ,143 1,043 ,286 TCDD 289 2 2 4 3,00 ,032 ,543 ,295 -,003 ,143 ,428 ,286 QTTD 289 3 1 4 2,64 ,044 ,752 ,565 -,721 ,143 ,158 ,286 NTTD 289 3 1 4 2,45 ,051 ,869 ,755 -,532 ,143 -,796 ,286 MDDU 289 2 1 3 2,49 ,044 ,746 ,556 -1,094 ,143 -,336 ,286 CTDL 289 2 1 3 2,25 ,041 ,702 ,493 -,390 ,143 -,926 ,286 Valid N (listwise) 289
Nguồn: Phân tích của tác giả
1.3.2. Phân tích độ tin cậy của thang đo các nhân tố ảnh hƣởng đến chất lƣợng tín dụng xuất khẩu Ngân hàng Nơng nghiệp và Phát triển nông thôn Việt Nam
Để kiểm tra độ tin cậy thang đo biến đã đƣợc thiết kế và khảo sát, tác giả sử dụng hệ số Cronback Alpha, Hệ số Cronback Alpha dùng để đo lƣờng mức độ chặt chẽ các mục hỏi trong thang đo có sự tƣơng quan với nhau. Tác giả đã phân tích độ tin cậy thang đo cho các biến độc lập và phụ thuộc đã đƣợc giả thiết bao gồm:
Ảnh hƣởng từ phía Ngân hàng bao gồm 6 biến giải thích. Ảnh hƣởng từ phía Khách hàng, bao gồm 7 biến giải thích.
Chất lƣợng tín dụng Agribank Việt Nam, bao gồm 4 biến giải thích.
Kết quả chi tiết về việc tính tốn hệ số Cronback Alpha cho các biến độc lập và phụ thuộc đƣợc trình bày trong phụ lục 3 của đề tài và đảm bảo các biến thỏa mãn các điều kiện về giá trị Cronback Alpha > 0,6; Tƣơng quan biến tổng > 0,3 sẽ đƣợc lựa chọn; Đồng thời tác giả cũng sử dụng kỹ thuật loại bỏ biến để tăng giá trị Cronback Alpha. Tóm lƣợc kết quả phân tích độ tin cậy thang đo nhƣ sau:
Bảng 1.3: Kết quả tính tốn độ tin cậy thang đo
Cronback Loại Cronback
TT Thang đo Alpha nếu Ghi chú
Alpha biến
loại biến
1 Ảnh hƣởng từ phía CSTD, 0,535 Triển khai 4 lần 0,402 CLNS, 0,680 Cronback’Alpha còn ngân hàng
TTTD 0,863 LSTD,TCTD,TCBM
2 Ảnh hƣởng từ phía 0,866 Khơng loại biến nào
khách hàng
3 Chất lƣợng tín dụng 0,833 Khơng loại biến nào Agribank Việt Nam
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Nhƣ vậy, từ giả thiết ban đầu về 17 biến giải thích, kết quả phân tích độ tin cậy của thang đo đã loại bớt 3 biến giải thích (CSTD, CLNS, TTTD) khơng phù hợp về mặt giá trị thống kê; Những biến cịn lại hồn tồn thỏa mãn các điều kiện về độ tin cậy của thang đo và đƣợc tác giả tiếp tục sử dụng vào các nghiên cứu tiếp theo.
1.3.3. Phân tích nhân tố khám phá các nhân tố ảnh hƣởng đến chất lƣợng tín dụng xuất khẩu của Ngân hàng Nơng nghiệp và Phát triển nơng thơn Việt Nam
Q trình phân tích nhân tố khám phá phải thỏa mãn các điều kiện sau: KMO>0,5; Thang đo đƣợc chấp nhận nếu tổng phƣơng sai trích >=60; Các yếu tố có Eigenvalue ln lớn hơn 1; đồng thời phƣơng pháp trích Principal với phép quay Varimax đƣợc sử dụng để tối thiểu hóa lƣợng biến có hệ số lớn tại cùng một nhân tố nhằm tăng cƣờng khả năng giải thích các nhân tố.
Tác giả đã tiến hành phƣơng pháp phân tích nhân tố 1 lần nhằm loại bớt biến và đạt đƣợc các giá trị tối ƣu, kết quả tính tốn chi tiết đƣợc tác giả trình bày ở phụ lục 4 và bảng tổng hợp kết quả dƣới đây:
Bảng 1.4: Kết quả phân tích nhân tố khám phá
Bartlett's Tổng
Stt EFA KMO Test of phƣơng Số nhân tố Ghi chú
Sphericity sai trích
01 Lần 1 cho các 0,664 Sig <0,05 67,453 1 nhân tố rút ra, Khơng loại
biến phụ thuộc có phép quay biến nào
02 Lần 1 cho các 0,789 Sig <0,05 82,622 3 nhân tố rút ra, loại biến
biến giải thích có phép quay NLTC
03 Lần 2 cho các 0,771 Sig <0,05 84,253 3 nhân tố rút ra, Khơng loại
biến giải thích có phép quay biến nào
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Nhƣ vậy sau 1 lần phân tích nhân tố khám phá chúng ta có kết quả cuối cùng của phân tích nhân tố nhƣ bảng 1.4 bao gồm: 3 nhân tố mới diễn giải cho các nhân tố tác động đến chất lƣợng tín dụng xuất khẩu Agribank Việt Nam.
1.3.4. Hồi quy và kiểm định giả thuyết nâng cao chất lƣợng tín dụng xuất khẩu của Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển nông thơn Việt Nam
Mơ hình hồi quy nhƣ sau:
NTTD = f(TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG) MDDU = f(TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG) CTDL = f(TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG) QTTD = f(TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG)
Biến phụ thuộc QTTD
Bảng 1.5: Kết quả tóm tắt mơ hình hồi quy - QTTD
Tóm tắt mẫu
Bình Số liệu thay đổi Hệ số
Sai số chuẩn
2 Bình
Mẫu R R phƣơng R của ƣớc tính phƣơng R Thay đổi df1 df2 Thay đổi Durbin-
sửa đổi thay đổi Watson
1 ,492a ,242 ,234 ,658 ,242 30,357 3 285 ,000 2,312 a, Predictors: (Constant), TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG
b, Dependent Variable: QTTD
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả hồi quy cho thấy mơ hình giải thích đƣợc 49,2% sự biến động của biến thái độ tiêu dùng tác động đến hành vi tiêu dùng; Kiểm định F có giá trị <0,05 cho thấy mơ hình là có ý nghĩa.
Kiểm định giả thiết
Trên cơ sở mơ hình hồi quy tính tốn đƣợc, tác giả triển khai kiểm định giả thuyết về các nhân tố có tác động đến hành vi tiêu dùng dƣới đây với mức ý nghĩa 5.
Ho: các βi = 0 (Nhân tố TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG khơng có tác động đến QTTD).
H1: Các βi ≠ 0 (Nhân tố TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG có tác động đến QTTD).
Bảng 1.6: Kết quả tóm tắt mơ hình hồi quy - QTTD
Coefficientsa
Hệ số không Hệ số chuẩn 95,0 khoảng tin Tƣơng quan Số liệu cộng tuyến
chuẩn cậy cho B
Mẫu Sai số t Sig, Cận Từng Độ chấp
B chuẩn Beta dƣới Cận trên Bậc không Riêng phần nhận củabiến VIF 20
(Constant) 2,637 ,039 68,116 ,000 2,560 2,713
1 KHACH_HANG -,178 ,039 -,236 -4,580 ,000 -,254 -,101 -,236 -,262 -,236 1,000 1,000 NGAN_HANG_TSDB -,287 ,039 -,382 -7,402 ,000 -,363 -,211 -,382 -,402 -,382 1,000 1,000
TTTD_TDDA ,152 ,039 ,202 3,912 ,000 ,075 ,228 ,202 ,226 ,202 1,000 1,000
a, Dependent Variable: QTTD
Nhƣ vậy giả thiết TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG Sig < 0,05 nhƣ vậy là chúng ta chƣa có cơ sở bác bác bỏ giả thiết H0; Hay nói cách khác nhân tố TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG có tác động đến chất lƣợng quy trình tín dụng xuất khẩu.
Biến phụ thuộc NTTD
Bảng 1.7: Kết quả tóm tắt mơ hình hồi quy - NTTD
Tóm tắt mẫu
Bình Số liệu thay đổi Hệ số
Sai số chuẩn
2 Bình
Mẫu R R phƣơng R của ƣớc tính phƣơng R Thay đổi df1 df2 Thay đổi Durbin-
sửa đổi thay đổi Watson
1 ,309a ,096 ,086 ,831 ,096 10,060 3 285 ,000 1,998 a, Predictors: (Constant), TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG
b, Dependent Variable: NTTD
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả hồi quy cho thấy mơ hình giải thích đƣợc 30,9% sự biến động của biến thái độ tiêu dùng tác động đến hành vi tiêu dùng; Kiểm định F có giá trị <0,05 cho thấy mơ hình là có ý nghĩa.
Kiểm định giả thiết
Trên cơ sở mơ hình hồi quy tính tốn đƣợc, tác giả sẽ triển khai kiểm định giả thuyết về các nhân tố có tác động đến hành vi tiêu dùng nhƣ bên dƣới đây với mức ý nghĩa 5.
Ho: các βi = 0 (Nhân tố TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG khơng có tác động đến NTTD)
H1: Các βi ≠ 0 (Nhân tố TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG có tác động đến NTTD)
Bảng 1.8: Kết quả tóm tắt mơ hình hồi quy - NTTD
Coefficientsa
Hệ số không Hệ số chuẩn 95,0 khoảng tin Tƣơng quan Số liệu cộng tuyến
chuẩn cậy cho B
Mẫu Sai số t Sig, Cận Từng Độ chấp
B Beta Cận trên Bậc không Riêng nhận của VIF
chuẩn dƣới phần biến
(Constant) 2,450 ,049 50,132 ,000 2,354 2,546 22
1 KHACH_HANG -,034 ,049 -,039 -,691 ,490 -,130 ,063 -,039 -,041 -,039 1,000 1,000 NGAN_HANG_TSDB -,251 ,049 -,288 -5,120 ,000 -,347 -,154 -,288 -,290 -,288 1,000 1,000 TTTD_TDDA ,091 ,049 ,105 1,868 ,063 -,005 ,188 ,105 ,110 ,105 1,000 1,000 a, Dependent Variable: NTTD
Nhƣ vậy giả thiết NGAN_HANG_TSDB có Sig < 0,05 nhƣ vậy là chúng ta chƣa có cơ sở bác bỏ giả thiết H0; Hay nói cách khác nhân tố tài sản đảm bảo Ngân hàng có tác động đến sự tuân thủ các nguyên tắc tín dụng xuất khẩu.
Biến phụ thuộc MDDU
Bảng 1.9: Kết quả tóm tắt mơ hình hồi quy - MDDU
Tóm tắt mẫu
Bình Sai số Số liệu thay đổi Hệ số
Durbin-
2 Bình
Mẫu R R phƣơng R chuẩn của phƣơng R Thay đổi df1 df2 Thay đổi Watson sửa đổi ƣớc tính thay đổi
1 ,108a ,012 ,001 ,745 ,012 1,131 3 285 ,337 1,702
a, Predictors: (Constant), TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG b, Dependent Variable: MDDU
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả hồi quy cho thấy mơ hình giải thích đƣợc 10,8% sự biến động của biến thái độ tiêu dùng tác động đến hành vi tiêu dùng; kiểm định F có giá trị >0,05 cho thấy mơ hình khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Biến phụ thuộc CTDL
Bảng 1.10: Kết quả tóm tắt mơ hình hồi quy - CTDL
Tóm tắt mẫu
Bình Sai số Số liệu thay đổi Hệ số
R2 Bình
Mẫu R phƣơng R chuẩn của Durbin-
sửa đổi ƣớc tính phƣơng R Thay đổi df1 df2 Thay đổi Watson thay đổi
1 ,375a ,140 ,131 ,655 ,140 15,503 3 285 ,000 2,081 a, Predictors: (Constant), TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG b, Dependent Variable: CTDL
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả hồi quy cho thấy mơ hình giải thích đƣợc 37,5% sự biến động của biến thái độ tiêu dùng tác động đến hành vi tiêu dùng; kiểm định F có giá trị <0,05 cho thấy mơ hình là có ý nghĩa.
Kiểm định giả thiết
Trên cơ sở mơ hình hồi quy tính tốn đƣợc, tác giả sẽ triển khai kiểm định giả thuyết về các nhân tố có tác động đến hành vi tiêu dùng nhƣ bên dƣới đây với mức ý nghĩa 5.
Ho: các βi = 0 (Nhân tố TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG khơng có tác động đến CTDL)
H1: Các βi ≠ 0 (Nhân tố TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG có tác động đến CTDL)
Bảng 1.11: Kết quả tóm tắt mơ hình hồi quy - CTDL
Coefficientsa
Hệ số không Hệ số chuẩn 95,0 khoảng tin cậy Tƣơng quan Số liệu cộng tuyến
chuẩn cho B
Mẫu B Sai số Beta t Sig, Bậc Từng Độ chấp
chuẩn Cận dƣới Cận trên không Riêng phần nhận của VIF
biến (Constant) 2,249 ,039 58,408 ,000 2,173 2,325 KHACH_HANG ,070 ,039 ,099 1,811 ,071 -,006 ,146 ,099 ,107 ,099 1,000 1,000 1 NGAN_HANG_TSDB,242 ,039 ,345 6,286 ,000 ,167 ,318 ,345 ,349 ,345 1,000 1,000 TTTD_TDDA -,074 ,039 -,106 -1,928 ,055 -,150 ,002 -,106 -,113 -,106 1,000 1,000 a, Dependent Variable: CTDL
Nguồn: Tính tốn của tác giả
24
Nhƣ vậy giả thiết NGAN_HANG_TSDB có Sig < 0,05 nhƣ vậy là chúng ta chƣa có cơ sở bác bỏ giả thiết H0; Hay nói cách khác nhân tố tài sản đảm bảo Ngân hàng có tác động đến các chỉ tiêu đo lƣờng chất lƣợng tín dụng xuất khẩu.
Chƣơng 2
NHỮNG VẤN ĐỀ LÝ LUẬN CƠ BẢN VỀ CHẤT LƢỢNG TÍN DỤNG XUẤT KHẨU TẠI NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI
2.1. LÝ LUẬN CHUNG VỀ TÍN DỤNG XUẤT KHẨU2.1.1. Khái niệm về tín dụng xuất khẩu 2.1.1. Khái niệm về tín dụng xuất khẩu
Theo tác giả Hồ Diệu: “Hoạt động tín dụng là việc NHTM sử dụng nguồn vốn tự có, nguồn vốn huy động để cấp tín dụng cho khách hàng sử dụng một ngân khoản với ngun tắc có hồn trả thơng qua các nghiệp vụ cho vay, chiết khấu, cho thuê tài chính, bảo lãnh ngân hàng và các nghiệp vụ liên quan khác” [16].
Tại Việt Nam, khái niệm chính thống về hoạt động tín dụng ngân hàng đƣợc thể hiện trong Luật các Tổ chức tín dụng ban hành năm 2010, có hiệu lực từ 1/1/2011, phần giải thích thuật ngữ khơng có định nghĩa riêng về tín dụng. Thuật ngữ “Hoạt động tín dụng" đƣợc giải thích nhƣ sau: “Hoạt động tín dụng là việc tổ chức tín dụng sử dụng nguồn vốn tự có, nguồn vốn huy động để cấp tín dụng”. Tiếp đó, thuật ngữ cấp tín dụng đƣợc giải thích: “Cấp tín dụng là việc tổ chức tín dụng thoả thuận để khách hàng sử dụng một khoản tiền với ngun tắc có hồn trả bằng các nghiệp vụ cho vay, chiết khấu, cho thuê tài chính, bảo lãnh ngân hàng và các nghiệp vụ khác” [134].
Từ nhận xét này, tác giả Luận án đƣa ra cách hiểu về tín dụng nhƣ sau: Tín dụng là quan hệ kinh tế giữa 2 bên (bên cho vay và bên đi vay), trong đó bên cho vay chuyển giao tạm thời quyền sử dụng giá trị vốn tín dụng (tiền hoặc tài sản) cho bên đi vay trong một thời gian nhất định. Bên đi vay cam kết thực hiện hồn trả vơ điều kiện, đầy đủ giá trị vốn tín dụng ban đầu và một khoản phụ thêm (lãi) theo đúng thời hạn thỏa thuận.
Trong điều kiện nền kinh tế thị trƣờng, xu hƣớng tồn cầu hố và quốc tế hố, xuất khẩu trở thành một vấn đề hết sức quan trọng đối với mỗi quốc gia, mỗi vùng lãnh thổ cũng nhƣ mỗi địa phƣơng, mỗi doanh nghiệp. Sự ra đời và phát triển của tín dụng xuất khẩu là một yêu cầu tất yếu khách quan gắn liền với các quan hệ mua bán thƣơng