intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Hồ Chí Minh

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:12

Thêm vào BST
Báo xấu
60
lượt xem 4
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Mục tiêu của nghiên cứu của bài viết là xác định các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) trong ngắn hạn và dài hạn, sử dụng mẫu nghiên cứu gồm 148 doanh nghiệp phi tài chính trong giai đoạn 2011-2018.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Hồ Chí Minh

  1. Các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Hồ Chí Minh Nguyễn Thị Như Quỳnh Lê Đình Luân Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh Lê Hoàng Vinh Đại học Kinh tế- Luật, Đại học Quốc gia Thành phố Hồ Chí Minh Ngày nhận: 03/07/2020 Ngày nhận bản sửa: 26/08/2020 Ngày duyệt đăng: 22/09/2020 Tóm tắt: Mục tiêu của nghiên cứu là xác định các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) trong ngắn hạn và dài hạn, sử dụng mẫu nghiên cứu gồm 148 doanh nghiệp phi tài chính trong giai đoạn 2011- 2018. Thông qua ước lượng mô hình hồi quy theo phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (Feasible Generalized Least Squares- FGLS) để đảm bảo tính hiệu quả của mô hình, kết quả Determinants affecting on capital structure of listed companies on Ho Chi Minh Stock Exchange Abstract: The purpose of this paper is to investigate the determinants affecting the capital structure of enterprises listed on the Ho Chi Minh Stock Exchange (HOSE) in the short term and long term. Using a sample of 148 non-financial businesses during the 2011-2018 period. By estimating Feasible Generalized Least Squares (FGLS) regression model to ensure the effectiveness of the models. The research results show that the firm size, asset structure, growth opportunities, and liquidity are positively correlated to the long-term financial leverage; profits are negatively correlated to this indicator. In the short-term, the firm size, profits, structure of assets, and liquidity have a negative correlation with financial leverage. The tax does not affect financial leverage both in the short and long term. Keywords: capital structure, financial leverage, non-financial businesses, HOSE. Quynh Thi Nhu Nguyen quynhntn@buh.edu.vn Banking University Ho Chi Minh city Vinh Hoang Le vinhlh@buh.edu.vn Banking University Ho Chi Minh city Luan Dinh Le luanld@buh.edu.vn University of Economic of Law, Vietnam National University of Ho Chi Minh city © Học viện Ngân hàng Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng ISSN 1859 - 011X 25 Số 222- Tháng 11. 2020
  2. Các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Hồ Chí Minh nghiên cứu cho thấy, quy mô doanh nghiệp, cấu trúc tài sản, cơ hội tăng trưởng, thanh khoản có quan hệ cùng chiều đến đòn bẩy tài chính dài hạn; lợi nhuận có quan hệ ngược chiều với chỉ tiêu này. Trong ngắn hạn, quy mô doanh nghiệp, lợi nhuận, cấu trúc tài sản và thanh khoản có tác động ngược chiều đến đòn bẩy tài chính. Thuế không tác động đến đòn bẩy tài chính cả trong ngắn hạn và dài hạn. Từ khóa: cấu trúc vốn, đòn bẩy tài chính, doanh nghiệp phi tài chính, HOSE. 1. Giới thiệu có khá nhiều nghiên cứu về vấn đề này như nghiên cứu của Taub (1975), Allen Cấu trúc vốn là sự kết hợp giữa các khoản and Mizuno (1989), Bennett and Donnelly nợ phải trả và vốn chủ sở hữu để tài trợ (1993), Bevan and Danbolt (2000), Booth et cho các hoạt động của doanh nghiệp (Ross, al. (2001), Chen and Strange (2005), Huang Westerfield, & Jaffe, 2012). Đối với một (2006), Pathak (2010), Bandyopadhyay doanh nghiệp, quyết định tài trợ là một and Barua (2016), Vo (2017), ALmuaither trong các quyết định chiến lược, bất kỳ một and Marzouk (2019). Các nghiên cứu doanh nghiệp nào khi tiến hành các hoạt thường dựa trên dữ liệu của các quốc gia động thương mại, sản xuất, mục tiêu quan trên thế giới như Trung Quốc, Anh, Ấn trọng nhất là đối đa hóa giá trị cổ đông, hay Độ… Tại Việt Nam, cũng đã tồn tại một số tối đa hóa giá trị tài sản của doanh nghiệp nghiên cứu về cấu trúc vốn cho các doanh (Ross, Westerfield, & Jordan, 2008). Hầu nghiệp phi tài chính như nghiên cứu của hết các lý thuyết về cơ cấu vốn như quan Chí (2013), Anh and Yến (2014), Dân and điểm truyền thống (lý thuyết cơ cấu vốn tối Chung (2017). Tuy nhiên các nghiên cứu ưu) hay lý thuyết M&M,… đều cho rằng trên thường chỉ sử dụng một chỉ tiêu để đại cấu trúc vốn có tác động đến giá trị doanh diện cho cấu trúc vốn (như chỉ tiêu tỷ lệ nợ nghiệp. Do đó, xác định một cấu trúc vốn trên vốn chủ sở hữu, hoặc chỉ tiêu giá trị hợp lý để tối đa hóa giá trị công ty là một sổ sách của nợ trên giá trị sổ sách của tổng vấn đề quan trọng trong quản trị tài chính. tài sản…). Vì vậy, hầu hết các nghiên cứu Tuy nhiên, đến nay vẫn chưa có một lý này chỉ xác định được các yếu tố tác động thuyết nào xác định được một cơ cấu vốn đến cấu trúc vốn nói chung, mà chưa phân hợp lý cho tất cả các doanh nghiệp. Các biệt được các yếu tố tác động đến cấu trúc doanh nghiệp có nên thay vì sử dụng vốn vốn trong ngắn hạn và dài hạn như thế nào, chủ sở hữu bằng việc sử dụng nợ vay để liệu các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn giảm thuế thu nhập phải nộp, từ đó giúp trong ngắn hạn và dài hạn có giống nhau doanh nghiệp gia tăng lợi nhuận và giá hay không. Do đó, bài viết này sẽ bổ sung trị doanh nghiệp? Tuy nhiên, khi sử dụng thêm bằng chứng thực nghiệm về các yếu quá nhiều nợ trong cơ cấu nguồn vốn, các tố tác động đến cấu trúc vốn, trong đó, cấu doanh nghiệp lại phải đối mặt với tình trạng trúc vốn được đại diện bởi tỷ lệ đòn bẩy tài kiệt quệ tài chính (financial distress) từ đó chính ngắn hạn và tỷ lệ đòn bẩy tài chính gia tăng khả năng phá sản doanh nghiệp dài hạn để phân biệt các yếu tố tác động đến (Lê Mạnh Hưng và ctg, 2015). nợ ngắn hạn và nợ dài hạn của các doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên HOSE. Liên quan đến cấu trúc vốn, hiện nay đã 26 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 222- Tháng 11. 2020
  3. NGUYỄN THỊ NHƯ QUỲNH - LÊ HOÀNG VINH - LÊ ĐÌNH LUÂN Như vậy, mục tiêu của nghiên cứu này là không còn Modigliani, Miller đã đưa tác xác định các yếu tố tác động đến cấu trúc động của thuế thu nhập cá nhân vào trong vốn (cụ thể là tác động đến đòn bẩy tài lý thuyết. chính ngắn hạn và đòn bẩy tài chính dài hạn) của 148 doanh nghiệp phi tài chính Nhìn chung, lý thuyết M&M được nghiên niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 2011- cứu trong hai môi trường không thuế và 2018 nhằm củng cố thêm bằng chứng thực có thuế. Trong môi trường không thuế, lý nghiệm đối với kết quả nghiên cứu trước thuyết đã chứng minh rằng giá trị doanh đây tại Việt Nam, đồng thời xác định được nghiệp không chịu tác động bởi cấu trúc các yếu tố tác động đến đòn bẩy tài chính vốn, do đó không có cấu trúc vốn nào tối ưu dài hạn và đòn bẩy tài chính ngắn hạn để cho trường hợp này (Brigham & Houston, các nhà quản trị doanh nghiệp có cái nhìn 2012). Ngược lại, trong môi trường có thuế, tổng quan về các yếu tố tác động cấu trúc giá trị công ty có sử dụng nợ cao hơn giá trị vốn doanh nghiệp. Phần tiếp theo của công ty không sử dụng nợ đúng bằng hiện nghiên cứu sẽ phân tích cơ sở lý thuyết và giá của khoản tiết kiệm thuế từ lãi vay. tổng quan các nghiên cứu; phần 3 là mô hình, phương pháp và dữ liệu nghiên cứu; Lý thuyết đánh đổi: được đưa ra bởi nhiều phần 4 phân tích kết quả nghiên cứu; cuối nhà nghiên cứu như Kraus and Litzenberger cùng là kết luận. (1973), Myers (1984) nhằm giải thích một hiện tượng trong thực tế, doanh nghiệp chỉ 2. Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên sử dụng nợ trong một giới hạn nhất định, cứu trong khi lý thuyết M&M cho rằng giá trị công ty càng cao khi mức độ sử dụng nợ Trong phần này, nghiên cứu sẽ trình bày càng lớn. Lý thuyết đánh đổi giả định về các lý thuyết nền tảng về cấu trúc vốn, sau mối quan hệ tích cực giữa thuế và đòn bẩy đó làm rõ các yếu tố tác động đến cấu trúc tài chính. Một doanh nghiệp sử dụng nợ vốn của doanh nghiệp và tổng quan các vay sẽ được hưởng lợi ích lá chắn thuế từ nghiên cứu trước. lãi vay, làm tăng lợi nhuận cho chủ sở hữu. Tuy vậy, nếu sử dụng quá nhiều nợ, doanh 2.1. Các lý thuyết nền tảng về cơ cấu vốn nghiệp dễ bị đối mặt với tình trạng kiệt quệ tài chính (financial distress). Do đó, lý Lý thuyết Modigliani & Miller, còn được thuyết đánh đổi giả định về tỷ lệ nợ tối ưu gọi là lý thuyết M&M, là công trình nghiên trên vốn chủ sở hữu vì các doanh nghiệp cứu của hai giáo sư Franco Modigliani đã cố gắng cân bằng lợi ích của thuế và rủi và Merton Miller, với các giả định về thị ro phá sản. Ooi (1999) cho rằng, có mối trường hoàn hảo, doanh nghiệp không có quan hệ tích cực giữa thuế và giá trị doanh chi phí kiệt quệ tài chính và không có thuế nghiệp. Nghiên cứu đã chỉ ra, doanh nghiệp doanh nghiệp được công bố lần đầu vào thành công sẽ sử dụng nợ nhiều hơn vì mức năm 1958 (Chen & Strange, 2005). Tuy thuế đóng thấp hơn làm tăng dòng tiền nội nhiên, nghiên cứu này bị phê phán do một bộ của công ty sau thuế và rủi ro phá sản số giả định đã đề ra, vì vậy, hai ông đã bổ thấp. Liên quan đến chi phí phá sản, Cassar sung thêm bài nghiên cứu vào năm 1963, and Holmes (2003) cho rằng, doanh nghiệp trong đó nới lỏng về tiêu chuẩn thuế thu khi tăng các khoản nợ để tài trợ hoạt động, nhập của doanh nghiệp. Năm 1977, lúc này có khả năng các khoản nợ không được trả Số 222- Tháng 11. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 27
  4. Các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Hồ Chí Minh đúng hạn gây nên rủi ro phá sản, từ đó làm 2.2. Các nhân tố tác động đến cấu trúc cho doanh nghiệp phải chi trả chi phí tài vốn của doanh nghiệp và tổng quan chính cao do chi phí thanh lý tăng. Theo nghiên cứu lý thuyết M&M, giá trị doanh nghiệp càng cao khi mức sử dụng nợ càng lớn do lý Quy mô doanh nghiệp (Size): Quy mô thuyết này dựa trên giả định không có tình doanh nghiệp được tính bằng logarite tự trạng kiệt quệ tài chính của doanh nghiệp, nhiên của tổng tài sản. Theo Huang (2006), điều này đã được khắc phục bởi lý thuyết vấn đề bất cân xứng thông tin thường xảy ra đánh đổi. ít hơn tại các công ty lớn, do đó các công ty này thường có xu hướng sử dụng vốn chủ Lý thuyết trật tự phân hạng: Myers (1984) sở hữu nhiều hơn nợ và do đó, các công ty và Myers and Majluf (1984) là những tác giả lớn có xu hướng sử dụng đòn bẩy tài chính phát triển lý thuyết trật tự phân hạng khi họ thấp. Ở một khía cạnh khác, theo lý thuyết cho rằng nhà quản trị doanh nghiệp là những đánh đổi, các doanh nghiệp lớn thường có người biết nhiều thông tin hơn so với các khả năng đa dạng hóa tốt và dòng tiền ổn nhà đầu tư tiềm năng. Theo lý thuyết này, định, do đó xác suất phá sản của các doanh các công ty sẽ lựa chọn cụ thể các nguồn nghiệp này thường thấp hơn so với các vốn để tài trợ cho hoạt động của doanh doanh nghiệp nhỏ. Từ các lập luận này, nghiệp do sự khác biệt về chi phí của từng nghiên cứu cho rằng quy mô doanh nghiệp nguồn. Nguồn tài trợ của doanh nghiệp được có quan hệ cùng chiều với đòn bẩy tài chính, sử dụng theo thứ tự ưu tiên: nguồn vốn nội điều này cũng phù hợp với kết quả nghiên bộ (lợi nhuận giữ lại) được ưu tiên sử dụng cứu của ALmuaither and Marzouk (2019), trước, nếu nguồn vốn này không đủ, doanh Oino and Ukaegbu (2014) Huang (2006), nghiệp được tài trợ bằng nợ và sau cùng là Chen and Strange (2005), Taub (1975) trên phát hành cổ phiếu mới. Thứ tự ưu tiên trên thế giới và kết quả các nghiên cứu trong không chỉ vì mục đích chi phí sử dụng vốn, nước như Chí (2013), Anh and Yến (2014), mà còn phản ánh mục tiêu của các nhà quản Dân and Chung (2017). trị tài chính muốn đảm bảo quyền kiểm soát cho các chủ sở hữu hiện tại và tránh các Lợi nhuận doanh nghiệp (Profittability): phản ứng tiêu cực của thị trường khi phát Lợi nhuận là một trong những chỉ tiêu phản hành thêm cổ phần mới. ánh hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp, tuy nhiên tác động của lợi nhuận đến đòn Lý thuyết định thời điểm thị trường: Người bẩy tài chính không có các lý thuyết nhất đầu tiên đề cập đến lý thuyết này là Myers quán. Theo Brigham and Houston (2012), and Majluf (1984) cho rằng có những nhà thực tế các công ty có tỷ suất lợi nhuận cao quản trị doanh nghiệp và nhà đầu tư hợp lý. như Intel, Microsoft, Coca-Cola thường sử Lý thuyết tập trung vào cách các công ty tài dụng rất ít nợ vay, Myers (1984) đã chỉ ra trợ cho hoạt động của mình bằng vốn chủ mối quan hệ ngược chiều giữa nợ và lợi sở hữu hoặc các công cụ nợ, phù hợp với nhuận, tác giả cho rằng các công ty có lợi thời điểm thị trường. Các nhà quản trị doanh nhuận cao thường sử dụng tỷ lệ nợ thấp vì nghiệp tin rằng, họ có thể tìm ra thời điểm họ có thể dựa vào các nguồn vốn nội bộ thay thích hợp để phát hành cổ phiếu khi giá cổ vì các nguồn vốn bên ngoài để tiết kiệm chi phiếu tăng, đồng thời mua lại cổ phiếu khi phí. Tuy vậy, theo lý thuyết đánh đổi, các giá trị cổ phiếu thị trường xuống thấp. công ty có lợi nhuận cao hơn sẽ sử dụng đòn 28 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 222- Tháng 11. 2020
  5. NGUYỄN THỊ NHƯ QUỲNH - LÊ HOÀNG VINH - LÊ ĐÌNH LUÂN bẩy tài chính lớn hơn để tận dụng khoản tiết sở hữu và chủ nợ. Khi cơ hội tăng trưởng kiệm từ thuế. Ủng hộ quan điểm này, Bauer cao, tạo nên rủi ro đạo đức và các doanh (2004) cho rằng, các tổ chức có lợi nhuận nghiệp nhỏ có động lực chấp nhận rủi ro cao nên sử dụng nhiều nợ hơn, vì điều này để tăng trưởng. Đồng ý với quan điểm này, có thể giúp cho các nhà quản lý tránh đầu tư Fama and French (2002) đưa ra mối quan vào các dự án không hiệu quả. Ooi (1999) hệ ngược chiều giữa cơ hội tăng trưởng và chỉ ra, một doanh nghiệp có lợi nhuận cao sẽ đòn bẩy vì các công ty có nhiều cơ hội đầu sử dụng nhiều nợ hơn vì rủi ro phá sản thấp tư với tỷ suất sinh lời cao, thường không hơn và giảm gánh nặng về thuế. sử dụng nợ là nguồn ưu tiên khi tìm kiếm nguồn tài trợ cho các cơ hội này. Cấu trúc tài sản (Asset structure): Cấu trúc tài sản cho biết tỷ trọng tài sản cố định Thuế (Tax): Theo lý thuyết M&M, lợi ích hữu hình trên tổng tài sản. Theo Brigham của việc sử dụng nợ so với sử dụng vốn and Houston (2012), tài sản cố định là chủ sở hữu là lợi ích lá chắn thuế từ lãi vay một trong các tài sản để đảm bảo cho nợ khi chi phí phá sản và chi phí kiệt quệ tài vay, do đó các công ty với nhiều tài sản chính là không đáng kể. Điều này nghĩa là cố định có khuynh hướng sử dụng nợ vay với giả định là thị trường hoàn hảo và có nhiều hơn, từ đó gia tăng đòn bẩy tài chính. sự hiện diện của thuế, giá trị tăng lên của Theo lý thuyết đánh đổi, doanh nghiệp sử doanh nghiệp chính bằng tổng hiện giá của dụng tài sản hữu hình làm tài sản thế chấp lá chắn thuế. Đồng thời, kết quả nghiên cứu sẽ giúp giảm rủi ro cho chủ nợ, đồng thời của Almanaseer (2019), Oino and Ukaegbu tài sản hữu hình có thể hỗ trợ doanh nghiệp (2014) đã cho thấy chỉ tiêu thuế có quan hệ trong việc giảm các chi phí kiệt quệ tài cùng chiều giữa thuế và đòn bẩy tài chính. chính. Nghiên cứu của Booth et al. (2001), ALmuaither and Marzouk (2019), Huang Thanh khoản (Liquidity): Theo Vo (2017), (2006), Chí (2013) đã chỉ ra có mối quan thanh khoản là một trong các yếu tố quan hệ tích cực giữa tài sản cố định hữu hình và trọng tác động đến cấu trúc vốn của doanh khả năng vay nợ của doanh nghiệp. nghiệp. Kết quả nghiên cứu của Vo (2017), Salameh (2014), Almanaseer (2019) đã chỉ Cơ hội tăng trưởng của doanh nghiệp ra, có mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ (Growth opportunities): Cơ hội tăng thanh khoản và đòn bẩy tài chính vì nếu các trưởng cho biết mức độ tăng trưởng doanh công ty có nhiều nợ hơn, thì nợ phải trả cao thu qua các năm của doanh nghiệp (Huang, hơn và tài sản hiện tại còn lại thấp hơn. 2006). Brigham and Houston (2012) cho rằng, khi các yếu tố khác không đổi, doanh 3. Mô hình, phương pháp và dữ liệu nghiệp có tốc độ tăng trưởng cao sẽ dựa nghiên cứu vào nguồn vốn bên ngoài. Mặt khác phát hành cổ phiếu sẽ tốn nhiều chi phí hơn so 3.1. Phương pháp nghiên cứu với sử dụng vay nợ. Do đó, các công ty có mức độ tăng trưởng nhanh, thường ưu tiên Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng (panel sử dụng nợ. Trái ngược với quan điểm này, data) với ba mô hình ước lượng truyền Myers (1977) lại lưu ý các doanh nghiệp có thống là Pooled OLS, FEM (Fix effect mức tăng trưởng tốt nên được tài trợ bằng model), REM (Random effect model). vốn chủ sở hữu vì xung đột lợi ích giữa chủ Sau đó, nghiên cứu sử dụng kiểm định Số 222- Tháng 11. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 29
  6. Các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Hồ Chí Minh Hausman, Lagrange để lựa chọn mô hình vốn, được đại diện bởi tỷ lệ đòn bẩy tài phù hợp. Để kiểm tra tính vững của mô chính dài hạn và tỷ lệ đòn bẩy tài chính hình, nghiên cứu thực hiện các kiểm định ngắn hạn. Việc tách biệt tỷ lệ đòn bẩy tài phương sai thay đổi và tự tương quan, chính dài hạn và đòn bẩy tài chính ngắn hạn trong trường hợp mô hình được chọn xảy để phân biệt các yếu tố tác động đến nợ dài ra các khuyết tật này, nghiên cứu sử dụng hạn và nợ ngắn hạn của các doanh nghiệp. ước lượng GLS để khắc phục. Trong đó, tỷ lệ đòn bẩy tài chính dài hạn (long term leverage ratio) (LTDTA) được 3.2. Mô hình nghiên cứu định nghĩa là tỷ lệ các khoản nợ phải trả dài hạn trên tổng tài sản; tỷ lệ đòn bẩy tài Dựa vào mô hình nghiên cứu của Vo (2017), chính ngắn hạn (short term leverage ratio) Huang (2006), Anh and Yến (2014), mô (STDTA) được tính bằng tỷ lệ nợ ngắn hạn hình của nghiên cứu như sau: trên tổng sản, đây chính là điểm khác biệt của mô hình nghiên cứu này so với các Capstructurei,t = α + β1SIZEi,t + nghiên cứu trước đây tại nước ta. Việc đo β2PROFITi,t + β3ASSETSTRUCTUREi,t + lường và giải thích các biến được chi tiết β4OPPGROWi,t + β5TAXi,t + β6LIQi,t + εi,t tại Bảng 1. Trong đó, Capstructure đo lường cấu trúc 3.3. Dữ liệu nghiên cứu Bảng 1. Cách đo lường các biến trong mô hình nghiên cứu Kỳ vọng Các nghiên cứu Ký hiệu Tên biến Cách đo lường dấu trước Biến phụ thuộc Tỷ lệ đòn bẩy tài (Nợ phải trả dài hạn)/ LTDTA Vo (2017) chính dài hạn (Tổng tài sản) Tỷ lệ đòn bẩy tài (Nợ ngắn hạn)/(Tổng tài STDTA Vo (2017) chính ngắn hạn sản) Biến độc lập Vo (2017), Anh and Quy mô doanh SIZE + Logarite (tổng tài sản) Yến (2014), Huang nghiệp (2006) Lợi nhuận doanh ROA = (Lợi nhuận sau Chen and Strange PROFIT +/- nghiệp thuế)/(Tổng tài sản) (2005), Ooi (1999) Vo (2017), Huang (Tài sản cố định hữu ASSETS Cấu trúc tài sản + (2006), Oino and hình)/(Tổng tài sản) Ukaegbu (2014) Huang (2006), Li (Doanh thut ₋ Doanh thut-1)/ OPPGROW Cơ hội tăng trưởng +/- (2015), Chen and Doanh thut-1 Strange (2005). Thuế (EBT: lợi nhuận Anh and Yến (2014), (Chi phí thuế phải nộp)/ TAX trước thuế và lãi vay + ALmuaither and EBT của doanh nghiệp) Marzouk (2019), (Tài sản ngắn hạn)/(Nợ LIQ Thanh khoản - Vo (2017) ngắn hạn) Nguồn: Tổng hợp của nhóm tác giả 30 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 222- Tháng 11. 2020
  7. NGUYỄN THỊ NHƯ QUỲNH - LÊ HOÀNG VINH - LÊ ĐÌNH LUÂN Bảng 2. Thống kê mô tả mẫu Giá trị trung Giá trị nhỏ Giá trị lớn Biến Số quan sát Độ lệch chuẩn bình nhất nhất LTDTA 1.118 0,118 0,148 0,000 0,829 STDTA 1.118 0,358 0,199 0,006 0,929 SIZE 1.118 28,044 1,373 25,456 33,294 PROFIT 1.118 0,067 0,092 -0,646 0,784 ASSETST 1.118 0,182 0,176 0,000 0,857 OPPGROW 1.118 0,347 1,867 -0,983 29,556 TAX 1.118 0,209 0,198 0,000 2,920 LIQ 1.118 2,514 3,007 0,265 35,336 Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Stata 16 Bảng 3. Ma trận tương quan các biến trong mô hình nghiên cứu LTDTA STDTA SIZE PROFIT ASSETST OPPGROW TAX LIQ LTDTA 1,000               STDTA -0,302 1,000             SIZE 0,327 0,076 1,000           PROFIT -0,217 -0,289 -0,092 1,000         ASSETST 0,114 -0,178 -0,116 0,088 1,000       OPPGROW 0,055 -0,031 0,047 -0,032 -0,063 1,000     TAX -0,005 0,056 0,041 -0,051 -0,035 0,000 1,000   LIQ 0,003 -0,505 -0,150 0,235 -0,138 0,051 -0,038 1,000 Nguồn: Kết xuất từ phần mềm Stata 16 Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ báo tại Việt Nam chưa phát triển mạnh, do đó cáo tài chính đã được kiểm toán của các doanh nghiệp gặp khó khăn trong việc tiếp doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên cận các nguồn tài chính dài hạn. Ngoài ra, HOSE trong giai đoạn 2011- 2018. Số ở Việt Nam cũng như các nền kinh tế mới lượng doanh nghiệp trong nghiên cứu gồm nổi khác, việc thường xuyên thay đổi các 148 doanh nghiệp. Vì trong giai đoạn 2011- chính sách kinh tế cũng làm cho các ngân 2018 có những doanh nghiệp mới thành hàng không “mặn mà” trong việc cung cấp lập, có doanh nghiệp bị phá sản nên dữ liệu các khoản vay dài hạn cho doanh nghiệp. nghiên cứu là dữ liệu không cân bằng. 4. Phân tích kết quả nghiên cứu Bảng 2 trình bày thống kê mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu. Bảng 2 cho thấy Bảng 3 trình bày ma trận tương quan của các các doanh nghiệp niêm yết trên HOSE biến trong mô hình nghiên cứu. Bảng 3 cho có xu hướng sử dụng nhiều nợ ngắn hạn thấy mối tương quan giữa các biến độc lập hơn so với các khoản nợ dài hạn. Nguyên trong mô hình đều nhỏ hơn 70%, như vậy có nhân được cho là do thị trường trái phiếu thể thấy các biến độc lập trong mô hình có Số 222- Tháng 11. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 31
  8. Các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Hồ Chí Minh Bảng 4. Kết quả sử dụng VIF để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến Biến VIF 1/VIF LIQ 1,12 0.894 PROFIT 1,08 0.926 ASSETST 1,06 0.945 SIZE 1,05 0.954 GROWTH 1,01 0.991 TAX 1,01 0.995 Trung bình VIF 1,05 Nguồn: Kết xuất từ phần mềm Stata 16 Bảng 5. Kết quả ước lượng mô hình Pooled OLS, FEM, REM Biến Pooled OLS FEM REM LTDTA STDTA LTDTA STDTA LTDTA STDTA 0,037*** -0,006* 0,028*** 0,009 0,031*** 0,006 SIZE (0,03) (0,004) (0,005) (0,006) (0,004) (0,005) -0,377*** -0,330*** -0,129*** -0,224*** -0,156*** -0,248*** PROFIT (0,045) (0,055) (0,037) (0,044) (0,036) (0,043) 0,164*** -0,270*** 0,136*** -0,183*** 0,136*** -0,197*** ASSETST (0,023) (0,028) (0,031) (0,037) (0,028) (0,033) 0,003 -0,002 0,002* 0,002 0,002* 0,002 OPPGROW (0,02) (0,003) (0,001) (0,001) (0,001) (0,001) -0,014 0,022 -0,015 -0,012 -0,015 -0,009 TAX (0,020) (0,025) (0,012) (0,014) (0,012) (0,014) 0,007*** -0,033*** 0,005*** -0,016*** 0,005*** -0,018*** LIQ (0,01) (0,002) (0,001) (0,001) (0,001) (0,001) -0,950 0,681 -0,682 0,194 -0,780 0,283 Cons (0,085) (0,103) (0,142) (0,168) (0,118) (0,141) Số quan sát 1,118 1,118 1,118 1,118 1,118 1,118 F(6, 1111) F(6, 1111) F(6,964) F(6,964) Wald chi2(6) Wald chi2(6) = 43,220 = 95,69 = 13,46 = 27,23 = 115,33 = 228,57 Prob > F = Prob > F Prob > F Prob > F Prob > chi2 Prob > chi2 0,000 = 0,0000 = 0,0000 = 0,0000 = 0,0000 = 0,0000 R-squared R-squared R-sq: within R-sq: within R-sq: within R-sq: within = 0,1892 = 0,3407 = 0,0773 = 0,1449 = 0,0768 = 0,1444 Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp (phần mềm Stata 16) *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% tương quan với nhau ở mức thấp. Đồng thời trọng (Gujarati, 1995). khi xem xét hiện tượng đa cộng tuyến (Bảng 4), giá trị VIF trung bình của các biến trong Bảng 5 tổng hợp kết quả của mô hình Pooled mô hình bằng 1,04 và hệ số phóng đại VIF OLS, FEM, REM cho từng biến phụ thuộc của các biến đều nhỏ hơn 8. Do đó, mô hình tỷ lệ đòn bẩy ngắn hạn (STDTA), và tỷ lệ có hiện tượng đa cộng tuyến không nghiêm đòn bẩy dài hạn (LTDTA). 32 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 222- Tháng 11. 2020
  9. NGUYỄN THỊ NHƯ QUỲNH - LÊ HOÀNG VINH - LÊ ĐÌNH LUÂN Bảng 6. Kết quả ước lượng mô hình FGLS Biến Mô hình biến phụ thuộc LTDTA Mô hình biến phụ thuộc STDTA 0,036*** -0,004* SIZE (0,002) (0,002) -0,223*** -0,236*** PROFIT (0,024) (0,025) 0,171*** -0,266*** ASSETST (0,013) (0,013) 0,005*** -0,001 OPPGROW (0,001) (0,002) 0,006 0,018 TAX (0,011) (0,019) 0,004*** -0,043*** LIQ (0,001) (0,002) -0,956 0,612 Cons (0,050) (0,058) Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp (Stata 16) *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% Kết quả hồi quy của Bảng 5 cho thấy, sai thay đổi cho mô hình REM ra giá trị với biến phụ thuộc LTDTA, R2 của 3 mô Prob > chibar2 = 0,000 ≤ α= 0,05 do đó hình Pooled OLS, FEM, REM là 18,92%, mô hình xảy ra hiện tượng phương sai thay 7,73% và 7,68%. Điều này thể hiện được đổi, đồng thời giá trị p-value của kiểm định các biến trong mô hình nghiên cứu giải Wooldridge Prob > F = 0,000 ≤ α = 0,05 do thích được 18,92%, 7,73% và 7,68% biến đó, mô hình có hiện tượng tự tương quan. phụ thuộc LTDTA. Đối với mô hình biến phụ thuộc STDTA, R2 của 3 mô hình lần Với mô hình biến phụ thuộc STDTA, kiểm lượt là 34,07%, 7,73% và 14,44% cho thấy định Hausman ra p-value Prob > chi2 = các biến độc lập giải thích được 34,07%, 0,000< α = 0,05, do đó, mô hình phù hợp 7,73% và 14,44% biến phụ thuộc trong mô là mô hình FEM. Thực hiện kiểm định hình. Ngoài ra, giá trị p-value của các mô phương sai thay đổi cho mô hình FEM ra hình này đều là 0,000 < α = 0,01, chứng giá trị p-value = 0,000 ≤ α = 0,05, do đó tỏ phương pháp ước lượng của ba mô hình mô hình có hiện tượng phương sai thay trên có ý nghĩa thống kê. đổi, đồng thời giá trị p-value của kiểm định Wooldridge Prob > F = 0,000 ≤ α = 0,05, Mặc dù vậy, khi ước lượng theo mô hình do đó mô hình có hiện tượng tự tương quan. Pooled OLS, mô hình không phản ánh được đặc trưng cho từng doanh nghiệp. Do đó, Như vậy, có thể thấy cả mô hình biến phụ nghiên cứu tiến hành thực hiện kiểm định thuộc STDTA và LTDTA đều xảy ra hiện lựa chọn mô hình FEM hoặc REM làm mô tượng phương sai thay đổi và tự tương quan. hình phù hợp. Để khắc phục hiện tượng này, nghiên cứu tiến hành ước lượng theo phương pháp bình Với mô hình biến phụ thuộc LTDTA, kiểm phương tối thiểu tổng quát FGLS (Feasible định Hausman ra p-value Prob > chi2 = Generalized Least Squares- Bảng 6). 0,1501 ≥ α = 0,05, do đó mô hình phù hợp là mô hình REM. Tiến hành kiểm định phương Cả hai mô hình ước lượng FGLS đều có Số 222- Tháng 11. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 33
  10. Các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Hồ Chí Minh p-value Prob> chi2= 0,000< α= 0,01, do như lợi nhuận giữ lại hoặc các tài sản có đó, mô hình có ý nghĩa ở mức 1%. Như tính thanh khoản đang dư thừa, hơn là huy vậy, mô hình nghiên cứu sẽ có phương động từ nợ và vốn chủ sở hữu. trình như sau ở mức ý nghĩa 1%: Ba là, cấu trúc tài sản doanh nghiệp có quan LTDTA= 0,036SIZEit – 0,223PROFITit hệ cùng chiều với tỷ lệ đòn bẩy dài hạn với +0,171ASSETSTit +0,005OPPGROWit + hệ số hồi quy 0,171 ở mức ý nghĩa 1% và 0,004LIQ – 0,956 ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy tài chính ngắn hạn với hệ số hồi quy âm 0,266 ở mức STDTA = -0,004SIZEit - 0,236PROFITit ý nghĩa 1%. Nghĩa là các doanh nghiệp có -0,226ASSETSTit – 0,043LIQit + 0,612 thể thực hiện vay thêm các khoản nợ dài hạn sau khi họ gia tăng được lượng tài sản Thông qua mô hình nghiên cứu, ta thấy: hữu hình hơn để thế chấp. Theo Huang (2006), tài sản hữu hình quan trọng trong Một là, quy mô doanh nghiệp có quan xác định cơ cấu vốn vì giá trị tài sản hữu hệ cùng chiều với tỷ lệ đòn bẩy dài hạn hình cao hơn giá trị tài sản vô hình trong (LTDTA) với hệ số hồi quy 0,036 ở mức ý trường hợp doanh nghiệp có rủi ro phá sản. nghĩa 1% và ngược chiều với tỷ lệ đòn bẩy Đồng thời, kết quả này phù hợp với kết quả ngắn hạn (STDTA) với hệ số hồi quy âm nghiên cứu của Vo (2017). Kết quả nghiên 0,004 ở mức ý nghĩa 10%. Kết quả này cho cứu cũng xác nhận rằng, các doanh nghiệp thấy các doanh nghiệp lớn có xu hướng sử Việt Nam cần phải đưa ra các tài sản thế dụng nợ dài hạn trong khi các doanh nghiệp chấp khi thực hiện các khoản vay dài hạn. nhỏ có xu hướng sử dụng nợ ngắn hạn để Bên cạnh đó, để có sự ổn định về cơ cấu tài tài trợ cho hoạt động sản xuất, đầu tư. Kết chính, các công ty với lượng tài sản cố định quả này phù hợp với các nghiên cứu trước hữu hình lớn sẽ sử dụng ít nợ vay ngắn hạn đây như Vo (2017), Booth et al. (2001). Có để cơ cấu tài chính được linh hoạt. thể lý điều này như sau, nhờ lợi thế quy mô, các doanh nghiệp lớn hơn có khả năng đàm Bốn là, cơ hội tăng trưởng (được đo lường phán tốt hơn với các chủ nợ và ngân hàng bằng tốc độ tăng trưởng doanh thu) có để thực hiện các khoản vay dài hơn so với quan hệ cùng chiều với tỷ lệ đòn bẩy dài các doanh nghiệp nhỏ. hạn ở mức ý nghĩa 1% với hệ số hồi quy 0,005- một mức xấp xỉ bằng 0, chứng tỏ Hai là, lợi nhuận doanh nghiệp có quan hệ các doanh nghiệp ở Việt Nam khi có tốc độ ngược chiều với cả tỷ lệ đòn bẩy dài hạn tăng trưởng doanh thu tốt không tận dụng và ngắn hạn ở mức ý nghĩa 1% với hệ số được lợi thế phát hành vốn chủ sở hữu mới hồi quy lần lượt là âm 0,223 và âm 0,236. trên thị trường chứng khoán (Vo, 2017). Điều này phù hợp với lý thuyết đánh đổi và quan điểm của Brigham and Houston Năm là, thuế có tương quan dương nhưng (2012), Stewart C Myers (1984). Điều không có ý nghĩa thống kê đến đòn bẩy tài này cũng phù hợp tại Việt Nam, khi doanh chính cả trong ngắn hạn lẫn dài hạn. Kết quả nghiệp có lợi nhuận cao, để đảm bảo quyền này khác với kỳ vọng dấu ban đầu của nghiên kiểm soát cho các cổ đông hiện tại và thuận cứu, nhưng phù hợp với kết quả nghiên cứu tiện trong quá trình sử dụng, doanh nghiệp của ALmuaither and Marzouk (2019), Chen có xu hướng sử dụng nguồn vốn bên trong and Strange (2005). Điều này cho thấy rằng, 34 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 222- Tháng 11. 2020
  11. NGUYỄN THỊ NHƯ QUỲNH - LÊ HOÀNG VINH - LÊ ĐÌNH LUÂN các doanh nghiệp Việt Nam chưa tận dụng là làm sáng tỏ các yếu tố tác động đến cấu tốt lợi thế lá chắn thuế từ lãi vay. trúc vốn của các doanh nghiệp trong ngắn hạn và dài hạn để các nhà quản trị doanh Cuối cùng là, thanh khoản có tác động cùng nghiệp có thêm thông tin nhằm gia tăng giá chiều đến tỷ lệ đòn bẩy tài chính trong dài trị doanh nghiệp. hạn với hệ số hồi quy 0,04 ở mức ý nghĩa 1% và tác động ngược chiều đến tỷ lệ đòn Bài viết phân tích các yếu tố tác động đến bầy tài chính trong ngắn hạn với hệ số hồi cấu trúc vốn của 148 doanh nghiệp phi tài quy âm 0,043 ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả chính niêm yết tại HOSE thông qua chỉ tiêu nghiên cứu này phù hợp với kết luận trong tỷ lệ đòn bẩy tài chính ngắn hạn và tỷ lệ nghiên cứu của Vo (2017), điều này hàm đòn bẩy tài chính dài hạn trong giai đoạn từ ý rằng vấn đề thanh khoản hạn chế doanh 2011- 2018. Mô hình nghiên cứu được xây nghiệp vay ngắn hạn và quản lý thanh dựng từ các lý thuyết hiện đại về cấu trúc khoản là một vấn đề đáng quân tâm đối với vốn doanh nghiệp và các nghiên cứu trước hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp thông qua hệ thống các biến gồm quy mô đang niêm yết trên HOSE. doanh nghiệp, tỷ lệ lợi nhuận, cơ hội tăng trường doanh nghiệp, cơ cấu tài sản doanh 5. Kết luận nghiệp, thuế, thanh khoản. Nghiên cứu đã tìm ra một số điểm thú vị, đặc biệt các yếu Cấu trúc vốn doanh nghiệp vẫn là một trong tố tác động đến cấu trúc vốn là khác nhau những chủ đề mà các nhà nghiên cứu quan đối với đòn bẩy dài hạn và đòn bẩy ngắn tâm để gia tăng giá trị doanh nghiệp. Tại hạn. Trong ngắn hạn, tỷ lệ đòn bẩy chịu tác Việt Nam đã tồn tại nhiều nghiên cứu về động bởi các yếu tố quy mô, lợi nhuận, cấu chủ đề này, tuy nhiên, hầu hết các nghiên trúc tài sản, và thanh khoản doanh nghiệp. cứu ở nước ta mới chỉ phân tích một khía Trong dài hạn, tỷ lệ đòn bẩy tài chính chịu cạnh về tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu nói tác động bởi quy mô, lợi nhuận, cấu trúc chung mà chưa phân tích cụ thể về các yếu tài sản, cơ hội tăng trưởng và thanh khoản. tố tác động đến cấu trúc vốn trong ngắn hạn Thuế không tác động đến cấu trúc vốn cả và dài hạn. Mục tiêu của nghiên cứu này trong dài hạn và ngắn hạn.■ Tài liệu tham khảo Allen, D. E., & Mizuno, H. (1989). The determinants of corporate capital structure: Japanese evidence. Applied Economics, 21(5), 569-585. Almanaseer, S. R. (2019). Determinants of Capital Structure: Evidence from Jordan. Accounting and Finance Research, 8(4), 186-198. ALmuaither, S., & Marzouk, M. (2019). Determinants of Capital Structure: Evidence from the UK. Journal of Modern Accounting and Auditing, 15(6), 261-292. Anh, Đ. T. Q., & Yến, Q. T. H. (2014). Các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HOSE). Tạp chí Phát triển và Hội nhập, 18(28), 34-39. Bandyopadhyay, A., & Barua, N. M. (2016). Factors determining capital structure and corporate performance in India: Studying the business cycle effects. The Quarterly Review of Economics and Finance, 61, 160-172. Bauer, P. (2004). Determinants of capital structure: empirical evidence from the Czech Republic. Czech Journal of Economics and Finance (Finance a uver), 54(1-2), 2-21. Bennett, M., & Donnelly, R. (1993). The determinants of capital structure: some UK evidence. The British Accounting Review, 25(1), 43-59. Bevan, A. A., & Danbolt, J. (2000). Dynamics in the determinants of capital structure in the UK. Booth, L., Aivazian, V., Demirguc‐Kunt, A., & Maksimovic, V. (2001). Capital structures in developing countries. The journal of finance, 56(1), 87-130. Số 222- Tháng 11. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 35
  12. Các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán Hồ Chí Minh Brigham, E. F., & Houston, J. F. (2012). Fundamentals of financial management: Cengage Learning. Cassar, G., & Holmes, S. (2003). Capital structure and financing of SMEs: Australian evidence. Accounting & Finance, 43(2), 123-147. Chen, J., & Strange, R. (2005). The determinants of capital structure: Evidence from Chinese listed companies. Economic change and Restructuring, 38(1), 11-35. Chí, L. Đ. (2013). Các nhân tố ảnh hưởng đến việc hoạch định cấu trúc vốn của các nhà quản trị tài chính tại Việt Nam. Tạp chí Phát triển và Hội nhập(9 (19)), 22-28. Dân, Đ. V., & Chung, N. H. (2017). Các yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của các công ty niêm yết tại Việt Nam. Tạp chí Kinh tế Đối Ngoại, 91(Số 91). Fama, E. F., & French, K. R. (2002). Testing trade-off and pecking order predictions about dividends and debt. The review of financial studies, 15(1), 1-33. Gujarati, D. (1995). Basic Econometrics. International Edition, Prentice-Hall International, Inc. Huang, G. (2006). The determinants of capital structure: Evidence from China. China economic review, 17(1), 14-36. Kraus, A., & Litzenberger, R. H. (1973). A state-preference model of optimal financial leverage. The journal of finance, 28(4), 911-922. Lê Mạnh Hưng và các tác giả. (2015). Giáo trình Tài chính doanh nghiệp. Nhà xuất bản tài chính. Li, X. (2015). The determinants of capital structure. Journal of Computational and Theoretical Nanoscience, 12(7), 1266-1271. Myers, S. C. (1977). Determinants of corporate borrowing. Journal of Financial Economics, 5(2), 147-175. Myers, S. C. (1984). The capital structure puzzle. The journal of finance, 39(3), 574-592. Myers, S. C., & Majluf, N. S. (1984). Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have. Journal of Financial Economics, 13(2), 187-221. doi:https://doi.org/10.1016/0304- 405X(84)90023-0 Oino, I., & Ukaegbu, B. (2014). The determinants of capital structure: A comparison of financial and non-financial firms in a regulated developing country–Nigeria. African Journal of Economic and Management Studies, 5(3), 341-368. Ooi, J. (1999). The determinants of capital structure Evidence on UK property companies. Journal of Property Investment &amp; Finance, 17(5), 464-480. doi:10.1108/14635789910294886 Pathak, J. (2010). What Determines Capital structure of listed firms in India?: Some empirical evidences from the Indian capital market. Some Empirical Evidences from The Indian Capital Market (April 21, 2010). Ross, S., Westerfield, R., & Jaffe, J. (2012). Corporate finance: McGraw-Hill Higher Education. Ross, S. A., Westerfield, R., & Jordan, B. D. (2008). Fundamentals of corporate finance: Tata McGraw-Hill Education. Salameh, H. (2014). Testing Some Determinants of Capital Structure. Journal of King Abdulaziz University: Economics & Administration, 28(1). Taub, A. J. (1975). Determinants of the firm’s capital structure. The Review of Economics and Statistics, 410-416. Vo, X. V. (2017). Determinants of capital structure in emerging markets: Evidence from Vietnam. Research in International Business and Finance, 40, 105-113. 36 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 222- Tháng 11. 2020
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
10=>1