Chuyên đề 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

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