Kết quả nghiên cứu từ bảng hỏi khách hàng
1.3.1. Mô tả về phân tích về mẫu nghiên cứu
16
Bảng 1.2: Mô tả các chỉ tiêu thống kê của các biến nghiên cứu
N | Khoảng biến thiên | Cực tiểu | Cực đại | Số trung bình | Độ lệch chuẩn | Phương sai | Độ lệch | Độ gù | ||||
Số liệu | Số liệu | Số liệu | Số liệu | Số liệu | Sai số chuẩn | Số liệu | Số liệu | Số liệu | Số liệu | Số liệu | Số liệu | |
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 lượng 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 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Giải pháp nâng cao chất lượng tín dụng xuất khẩu tại ngân hàng nông nghiệp và phát triển nông thôn Việt Nam - 1 -
Giải pháp nâng cao chất lượng tín dụng xuất khẩu tại ngân hàng nông nghiệp và phát triển nông thôn Việt Nam - 2 -
Cho Vay Trong Khuôn Khổ Phương Thức Nhờ Thu Kèm Chứng Từ -
Các Tiêu Chí Phản Ánh Chất Lượng Tín Dụng Xuất Khẩu Của Ngân Hàng Thương Mại -
Kinh Nghiệm Nâng Cao Chất Lượng Tín Dụng Xuất Khẩu Và Bài Học Rút Ra Cho Ngân Hàng Nông Nghiệp Và Phát Triển Nông Thôn Việt Nam
Xem toàn bộ 143 trang tài liệu này.
Nguồn: Phân tích của tác giả
1.3.2. Phân tích độ tin cậy của thang đo các nhân tố ảnh hưởng đến chất lượng tín dụng xuất khẩu Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển nông thôn Việt Nam
Để kiểm tra độ tin cậy thang đo biến đã được thiết kế và khảo sát, tác giả sử dụng hệ số Cronback Alpha, Hệ số Cronback Alpha dùng để đo lường mức độ chặt chẽ các mục hỏi trong thang đo có sự tương quan với nhau. Tác giả đã phân tích độ tin cậy thang đo cho các biến độc lập và phụ thuộc đã được giả thiết bao gồm:
- Ảnh hưởng từ phía Ngân hàng bao gồm 6 biến giải thích.
- Ảnh hưởng từ phía Khách hàng, bao gồm 7 biến giải thích.
- Chất lượng tín dụng Agribank Việt Nam, bao gồm 4 biến giải thích.
Kết quả chi tiết về việc tính toán hệ số Cronback Alpha cho các biến độc lập và phụ thuộc được 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; Tương quan biến tổng > 0,3 sẽ được lựa chọn; Đồng thời tác giả cũng sử dụng kỹ thuật loại bỏ biến để tăng giá trị Cronback Alpha. Tóm lược kết quả phân tích độ tin cậy thang đo như sau:
Bảng 1.3: Kết quả tính toán độ tin cậy thang đo
Thang đo | Cronback Alpha | Loại biến | Cronback Alpha nếu loại biến | Ghi chú | |
1 | Ảnh hưởng từ phía ngân hàng | 0,402 | CSTD, CLNS, TTTD | 0,535 0,680 0,863 | Triển khai 4 lần Cronback’Alpha còn LSTD,TCTD,TCBM |
2 | Ảnh hưởng từ phía khách hàng | 0,866 | Không loại biến nào | ||
3 | Chất lượng tín dụng Agribank Việt Nam | 0,833 | Không loại biến nào |
Nguồn: Tính toán của tác giả
Như 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) không phù hợp về mặt giá trị thống kê; Những biến còn lại hoàn toàn thỏa mãn các điều kiện về độ tin cậy của thang đo và được 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 hưởng đến chất lượng tín dụng xuất khẩu của Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển nông thôn Việt Nam
Quá trình phân tích nhân tố khám phá phải thỏa mãn các điều kiện sau: KMO>0,5; Thang đo được chấp nhận nếu tổng phương sai trích >=60; Các yếu tố có Eigenvalue luôn lớn hơn 1; đồng thời phương pháp trích Principal với phép quay Varimax được sử dụng để tối thiểu hóa lượng biến có hệ số lớn tại cùng một nhân tố nhằm tăng cường khả năng giải thích các nhân tố.
Tác giả đã tiến hành phương pháp phân tích nhân tố 1 lần nhằm loại bớt biến và đạt được các giá trị tối ưu, kết quả tính toán chi tiết được tác giả trình bày ở phụ lục 4 và bảng tổng hợp kết quả dưới đây:
Bảng 1.4: Kết quả phân tích nhân tố khám phá
EFA | KMO | Bartlett's Test of Sphericity | Tổng phương sai trích | Số nhân tố | Ghi chú | |
01 | Lần 1 cho các biến phụ thuộc | 0,664 | Sig <0,05 | 67,453 | 1 nhân tố rút ra, có phép quay | Không loại biến nào |
02 | Lần 1 cho các biến giải thích | 0,789 | Sig <0,05 | 82,622 | 3 nhân tố rút ra, có phép quay | loại biến NLTC |
03 | Lần 2 cho các biến giải thích | 0,771 | Sig <0,05 | 84,253 | 3 nhân tố rút ra, có phép quay | Không loại biến nào |
Nguồn: Tính toán của tác giả
Như vậy sau 1 lần phân tích nhân tố khám phá chúng ta có kết quả cuối cùng của phân tích nhân tố như bảng 1.4 bao gồm: 3 nhân tố mới diễn giải cho các nhân tố tác động đến chất lượng tín dụng xuất khẩu Agribank Việt Nam.
1.3.4. Hồi quy và kiểm định giả thuyết nâng cao chất lượng tín dụng xuất khẩu của Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển nông thôn Việt Nam
Mô hình hồi quy như 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 mô hình hồi quy - QTTD
Mẫu | R | R2 | Bình phương R sửa đổi | Sai số chuẩn của ước tính | Số liệu thay đổi | Hệ số Durbin- Watson | ||||
Bình phương R thay đổi | Thay đổi | df1 | df2 | Thay đổi | ||||||
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 toán của tác giả
Kết quả hồi quy cho thấy mô hình giải thích được 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 mô hình là có ý nghĩa.
-Kiểm định giả thiết
Trên cơ sở mô hình hồi quy tính toán được, tác giả triển khai kiểm định giả thuyết về các nhân tố có tác động đến hành vi tiêu dùng dưới đây với mức ý nghĩa 5.
Ho: các βi = 0 (Nhân tố TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG
không có tác động đến QTTD).
H1: Các βi ≠ 0 (Nhân tố TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG
có tác động đến QTTD).
Kết quả kiểm định cho các giá trị như sau:
20
20
Bảng 1.6: Kết quả tóm tắt mô hình hồi quy - QTTD
Mẫu | Hệ số không chuẩn | Hệ số chuẩn | t | Sig, | 95,0 khoảng tin cậy cho B | Tương quan | Số liệu cộng tuyến | ||||||
B | Sai số chuẩn | Beta | Cận dưới | Cận trên | Bậc không | Riêng | Từng phần | Độ chấp nhận của biến | VIF | ||||
1 | (Constant) | 2,637 | ,039 | 68,116 | ,000 | 2,560 | 2,713 | ||||||
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
Nguồn: Tính toán của tác giả
21
Như vậy giả thiết TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG Sig
< 0,05 như vậy là chúng ta chưa 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 lượng quy trình tín dụng xuất khẩu.
-Biến phụ thuộc NTTD
Tóm tắt mẫu | ||||||||||
Mẫu | R | R2 | Bình phương R sửa đổi | Sai số chuẩn của ước tính | Số liệu thay đổi | Hệ số Durbin- Watson | ||||
Bình phương R thay đổi | Thay đổi | df1 | df2 | Thay đổi | ||||||
1 | ,309a | ,096 | ,086 | ,831 | ,096 | 10,060 | 3 | 285 | ,000 | 1,998 |
Bảng 1.7: Kết quả tóm tắt mô hình hồi quy - NTTD
a, Predictors: (Constant), TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG b, Dependent Variable: NTTD
Nguồn: Tính toán của tác giả
Kết quả hồi quy cho thấy mô hình giải thích được 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 mô hình là có ý nghĩa.
-Kiểm định giả thiết
Trên cơ sở mô hình hồi quy tính toán được, tác giả sẽ triển khai kiểm định giả thuyết về các nhân tố có tác động đến hành vi tiêu dùng như bên dưới đây với mức ý nghĩa 5.
Ho: các βi = 0 (Nhân tố TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG
không có tác động đến NTTD)
H1: Các βi ≠ 0 (Nhân tố TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG
có tác động đến NTTD)
Kết quả kiểm định cho các giá trị như sau:
22
Bảng 1.8: Kết quả tóm tắt mô hình hồi quy - NTTD
Mẫu | Hệ số không chuẩn | Hệ số chuẩn | t | Sig, | 95,0 khoảng tin cậy cho B | Tương quan | Số liệu cộng tuyến | ||||||
B | Sai số chuẩn | Beta | Cận dưới | Cận trên | Bậc không | Riêng | Từng phần | Độ chấp nhận của biến | VIF | ||||
1 | (Constant) | 2,450 | ,049 | 50,132 | ,000 | 2,354 | 2,546 | ||||||
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
22
Nguồn: Tính toán của tác giả
23
Như vậy giả thiết NGAN_HANG_TSDB có Sig < 0,05 như vậy là chúng ta chưa 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 mô hình hồi quy - MDDU
Mẫu | R | R2 | Bình phương R sửa đổi | Sai số chuẩn của ước tính | Số liệu thay đổi | Hệ số Durbin- Watson | ||||
Bình phương R thay đổi | Thay đổi | df1 | df2 | 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 toán của tác giả
Kết quả hồi quy cho thấy mô hình giải thích được 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 mô hình không có ý nghĩa về mặt thống kê.
-Biến phụ thuộc CTDL
Bảng 1.10: Kết quả tóm tắt mô hình hồi quy - CTDL
Mẫu | R | R2 | Bình phương R sửa đổi | Sai số chuẩn của ước tính | Số liệu thay đổi | Hệ số Durbin- Watson | ||||
Bình phương R thay đổi | Thay đổi | df1 | df2 | 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 toán của tác giả
Kết quả hồi quy cho thấy mô hình giải thích được 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 mô hình là có ý nghĩa.
-Kiểm định giả thiết
Trên cơ sở mô hình hồi quy tính toán được, tác giả sẽ triển khai kiểm định giả thuyết về các nhân tố có tác động đến hành vi tiêu dùng như bên dưới đây với mức ý nghĩa 5.
Ho: các βi = 0 (Nhân tố TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG
không có tác động đến CTDL)
H1: Các βi ≠ 0 (Nhân tố TTTD_TDDA, NGAN_HANG_TSDB, KHACH_HANG
có tác động đến CTDL)
Kết quả kiểm định cho các giá trị như sau:
24
Bảng 1.11: Kết quả tóm tắt mô hình hồi quy - CTDL
Mẫu | Hệ số không chuẩn | Hệ số chuẩn | t | Sig, | 95,0 khoảng tin cậy cho B | Tương quan | Số liệu cộng tuyến | ||||||
B | Sai số chuẩn | Beta | Cận dưới | Cận trên | Bậc không | Riêng | Từng phần | Độ chấp nhận của biến | VIF | ||||
(Constant) | 2,249 | ,039 | 58,408 | ,000 | 2,173 | 2,325 | |||||||
1 | KHACH_HANG | ,070 | ,039 | ,099 | 1,811 | ,071 | -,006 | ,146 | ,099 | ,107 | ,099 | 1,000 | 1,000 |
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 | |
24
a, Dependent Variable: CTDL
Nguồn: Tính toán của tác giả
Như vậy giả thiết NGAN_HANG_TSDB có Sig < 0,05 như vậy là chúng ta chưa 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 lường chất lượng tín dụng xuất khẩu.
Chương 2
NHỮNG VẤN ĐỀ LÝ LUẬN CƠ BẢN VỀ CHẤT LƯỢNG TÍN DỤNG XUẤT KHẨU TẠI NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI
2.1. LÝ LUẬN CHUNG 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 nguyên tắc có hoàn trả thông 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 được 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 không có định nghĩa riêng về tín dụng. Thuật ngữ “Hoạt động tín dụng" được giải thích như 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 được giải thích: “Cấp tín dụng là việc tổ chức tín dụng thoả thuận để khách hàng sử dụng một khoản tiền với nguyên tắc có hoàn 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 đưa ra cách hiểu về tín dụng như 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 hoàn trả vô 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 trường, xu hướng toàn cầu hoá và quốc tế hoá, xuất khẩu trở thành một vấn đề hết sức quan trọng đối với mỗi quốc gia, mỗi vùng lãnh thổ cũng như mỗi địa phương, 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 thương mại giữa các nước khác nhau ngày càng gia tăng nhanh chóng theo xu hướng mở cửa, hội nhập quốc tế. Do đó nhu cầu tài trợ cho các hoạt động xuất khẩu của doanh nghiệp cũng gia tăng nhanh chóng cả về quy mô, cả về chất lượng và cả về tính đa dạng của các nghiệp vụ. Cũng xuất phát từ yêu cầu khách quan đó, mối quan hệ tín dụng giữa
ngân hàng thương mại và các doanh nghiệp xuất khẩu ngày càng mở rộng và phát triển mạnh mẽ.
Vậy tín dụng xuất khẩu là gì? Có nhiều diễn đạt, nhiều cách hiểu khác nhau.
Theo Bách khoa toàn thư mở Wikipedia, thì: Tín dụng xuất khẩu được hiểu là khoản tín dụng người xuất khẩu cấp cho người nhập khẩu (còn được coi là tín dụng thương mại); hoặc khoản cho vay trung và dài hạn, dùng để tài trợ cho các dự án và cung cấp vốn cho hoạt động xuất khẩu hàng hóa. Theo Trung tâm biên soạn từ điển Quốc gia, Tín dụng xuất khẩu bao gồm tín dụng cấp trong thời gian trước khi gửi hàng hoặc hoàn thành dự án và thời gian sau khi giao hàng hoặc nhận hàng hoặc khi hoàn thành dự án [159].
Khái niệm trên có tính thông lệ quốc tế, bởi vì phân biệt rõ những khoản tài trợ ngắn hạn, thường được sử dụng bằng hình thức tín dụng thương mại, hay mua bán chịu giữa nhà nhập khẩu và xuất khẩu, từ đó nảy sinh công cụ hối phiếu hay thương phiếu. Theo đó các NHTM cung cấp các dịch vụ tài trợ thương mại, tài trợ xuất khẩu, như: chiết khấu thương phiếu, chiết khấu hối phiếu, cung cấp nghiệp vụ bảo lãnh,...Bên cạnh đó là các khoản tài trợ trung hay dài hạn cho hoạt động xuất khẩu, hay chính là các khoản cho vay của NHTM hay TCTD khác.
Tuy nhiên tại Việt Nam hoạt động tín dụng thương mại chưa phát triển mặc dù Quốc hội đã ban hành Pháp lệnh thương phiếu số 17/1999/PL-UBTVQH10 ngày 24/12/1999 về thương phiếu. Các hoạt động cho vay xuất khẩu của các NHTM Việt Nam vẫn chủ yếu gồm cả ngắn hạn, trung hạn và dài hạn. Do đó để phù hợp với thực tiễn Việt Nam cũng như những nội dung nghiên cứu ở phần tiếp theo cũng như tại chương 2 và chương 3 của công trình nghiên cứu, căn cứ vào khái niệm tín dụng nói trên, Luận án cho rằng, Tín dụng xuất khẩu có thể được hiểu là các ngân hàng thương mại hay các tổ chức tín dụng phi ngân hàng khác sử dụng các nghiệp vụ cho vay, chiết khấu, cho thuê tài chính, bảo lãnh ngân hàng và các nghiệp vụ khác nhằm đáp ứng nhu cầu về vốn cho khách hàng để thúc đẩy hoạt động xuất khẩu hàng hoá và dịch vụ ra thị trường quốc tế.
Về bản chất, hoạt động tín dụng xuất khẩu không chỉ tài trợ trực tiếp về mặt tài chính để nhà xuất khẩu nước sở tại đẩy mạnh sản xuất, thu mua, chế biến, khuyến khích xuất khẩu, mà còn tài trợ cho người mua hàng ở nước khác hay nhà nhập khẩu
nước ngoài có đủ các điều kiện về tài chính để nhập khẩu hàng hoá của nước đó, thúc đẩy xuất khẩu của nước sở tại. Qua đó có thể thấy rằng:
Về nghiệp vụ tín dụng xuất khẩu, theo tác giả Phan Thị Cúc, tín dụng xuất khẩu không chỉ là các nghiệp vụ cho vay mà còn có các nghiệp vụ, chiết khấu, cho thuê tài chính, bảo lãnh ngân hàng và các nghiệp vụ khác như: bao thanh toán,... [11].
Về hình thức: đó là tất cả các hoạt động tài trợ vốn của NHTM, TCTD phi ngân hàng khác cho nhà xuất khẩu hoặc doanh nghiệp nước nhập khẩu.
Về mục đích: Nhằm đẩy mạnh hoạt động nghiên cứu, sản xuất kinh doanh, khuyến khích việc xuất khẩu hàng hóa, dịch vụ.
- Về đối tượng của tín dụng xuất khẩu: Doanh nghiệp xuất khẩu trong nước hoặc nhà nhập khẩu quốc tế tiêu thụ sản phẩm trong nước.
- Về lợi ích: Ngân hàng tham gia tín dụng xuất khẩu sẽ làm cho doanh số cho vay và dư nợ của ngân hàng tăng lên, thu nhập của ngân hàng từ hoạt động tín dụng xuất khẩu tăng nhờ thu phí dịch vụ và tạo điều kiện để ngân hàng mở rộng thêm các sản phẩm mới từ việc thanh toán xuất khẩu.
Tuy nhiên, hoạt động tín dụng xuất khẩu cũng có một số nhược điểm như khả năng rủi ro cũng không nhỏ, đặc biệt là rủi ro tỷ giá.
2.1.2. Đặc điểm của tín dụng xuất khẩu
Tín dụng xuất khẩu là một hình thức phát triển cao của tín dụng. Nó cơ bản giữ được những bản chất chung của tín dụng, theo tác giả Lê Tùng Vân - Lê Văn Tư, tín dụng xuất khẩu còn có một số đặc điểm khác biệt sau [172].
Vốn tín dụng xuất khẩu được thực hiện dưới hình thức tiền tệ và đã được giải phóng ra khỏi chu kỳ kinh doanh, là vốn tiền tệ tạm thời, nhàn rỗi trong nền kinh tế, với sự tham gia trong vai trò trung gian của các NHTM.
Quá trình vận động của vốn tín dụng xuất khẩu tương đối độc lập so với sự vận động của quá trình sản xuất kinh doanh. Khi hoạt động sản xuất kinh doanh được mở rộng và phát triển, nhu cầu vốn tăng có thể dẫn đến nhu cầu về vốn tín dụng tăng, từ đó tín dụng xuất khẩu phục vụ đắc lực cho sản xuất kinh doanh, hoạt động xuất khẩu.
Là sự cam kết, hỗ trợ về mặt tài chính để các nhà xuất khẩu nước sở tại đẩy mạnh sản xuất, khuyến khích xuất khẩu, đồng thời giúp các nhà nhập khẩu nước ngoài có đủ các điều kiện về tài chính để nhập khẩu hàng hoá của nước đó.