Kiểm định F-test để So Sánh Mô Hình Pooled OLS Và Và Mô Hình Tác ...

1. Trang chủ >
2. Giáo Dục - Đào Tạo >
3. Cao đẳng - Đại học >

Kiểm định F-test để so sánh mô hình Pooled OLS và và mô hình tác động cố đinh (FEM).

Bạn đang xem bản rút gọn của tài liệu. Xem và tải ngay bản đầy đủ của tài liệu tại đây (1.22 MB, 130 trang )

dựa vào kết quả giá trị Prob>F của kiểm định F-test, đe lựa chọn mơ hìnhphù hợp.Các giả thuyết được đưa ra như sau:Ho: Mơ hình POOLED OLS là phù họp;HÌ: MƠ hình FEM là phù hợp.Bảng 4.6. Kết quả kiểm định F -testFixed- (within)Number obs =500effectsregressionof groupsGroup variable:Number100idof=R-sq:=Obs perwithin 0.1507group: min =5between =avg =5.00.0935overall =max =50.0947F(6,394)= 11.65corr (u =Prob >0.000i, Xb) -0.3706F0VDICoef..MOWN 0012221FMB.GOWN 0004732.0000218SIZE.1863326LEV -.0010324ROA.cons 00064451.65358.sigma u 17638029sigma e.rho 0613850.8919631F test that all4u_i=0:std.Err..0004999.000967.000555.023760.000441.000757.2907151t p>|t 12.440.490.047.842.340.855.690.0150 .6250.9690.0000.0200.3950.000[95%Conf..0002392-.0014284-.0010706.139619-.0018996-.00084462.225126Interval].0022049.00237.00111.23304- .00016.002131.082033(fract of variance u_i)ion due toF =F(99, = 27 81Prob > 0.000394)0(Nguồn: tác giả tự tổng hợp từ phần mềm Stata 12.0) Dựa vào bảng4.6, ta thấy Prob > F = 0.000 < a = 10%, do đó, với mức ý nghĩa10% ta bác bò Ho. Như vậy, với dữ liệu thu thập được, cho thấy mơ hìnhFEM là phù hợp, Pooled OLS là khơng phù hợp vì có sự tồn tại các ảnhhưởng cố định ở mỗi doanh nghiệp theo thời gian.4.3.3.Phân tích kết quả hồi quy theo mơ hình Random EffectsModel (REM)Dựa vào bảng tổng hợp 4.5 , phương trình hồi quy theo mơhình tác động ngẫu nhiên (REM) được viết lại như sau:YDIit = -1.072+ 0.139SIZEit - 0.001 LEVit + 0.002 ROAit (4.3)Kết quả hồi quy của mơ hình REM cho thấy, các biến về cấu trúcsở hữu (sở hữu nhà quản lý, sở hữu của các thành viên trong gia đìnhHĐQT, sở hữu nhà nước) khơng có tác động đến mức độ CBTT tựnguyện, chỉ có 3 biến kiếm sốt là: (quy mơ cơng ty, đòn bấy tài chínhvà lợi nhuận) có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc (VDI). Trong đó đòn bấytài chính của cơng ty càng cao, thì mức độ CBTT tự nguyện của cácCTNY càng giảm, ngược lại quy mô công ty và lợi nhuận lại cómối tương quan cùng chiều với biến phụ thuộc (VDI).Kiểm định Hausman test để so sánh lựa chọn mơ hình tácđộng cố định FEM và mơ hình tác động ngẫu nhiên REMCác giả thuyết được đưa ra như sau:Ho: Không có tương quan giữa các biến giải thích và thành phầnngẫu nhiên (Mơ hình REM là phù họp);HỊ: CĨ tương quan giữa các biến giải thích và thành phân ngâu nhiên(Mô hh́nh FEM là phù hợp)Bảng 4.7. Kết quả kiểm định Hausman test- - Coefficients- - (b)(B)(b-B) sqrt(dia _B>FEREDiffere g(V_b-Vs. E)nce....00026MOWN .0012221 0001578 001064352 ..-.00010FMB .0004732 0005801690003003.-.00033.GOWN .0000218 0003606880003804...SIZE .1863326 1389977-.00097 0473348- . 0175644.LEV -.0010324830000541 0001913ROA .0006445.-.00094.001587329 0001949=under Ho obtained xtrb consistand Ha; fromegentB= underHa,obtained xtrinconsis efficient under fromegtent nHo;notTest: differensystematHo ce i coefficientsicB) A (chi2 (6) (b1) ]= B)'[(V(b-B)= b-v35.89Prob>chi 0.0000(Nguồn: tác giả2tự=tống họp từ phần mềm Stata 12.0)Dựa vào kết quả kiểm định Hausman test được trình bày tại bảng 4.6.Ta thấy, Prob>chi2 = 0.000 nghĩa là P value = 0.000 sở để bác bỏ giả thuyết Ho, có nghĩa là mơ hình tác động cố định (FEM)phù họp hơn mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM).Như vậy thông qua việc phân tích hồi quy theo ba phương pháplà: hồi quy bình phương nhỏ nhất (Pooled OLS), mơ hình tác động cốđịnh (FEM) và mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM), tác giả nhận thấymơ hình FEM là phù họp đế nghiên cứu, tiếp theo tác giả sẽ tiến hànhkiếm tra các hiện tượng của mơ hình như: hiện tượng đa cộng tuyến,phương sai sai số thay đổi và tự tương quan, từ đó tìm cách khắc phụcmơ hình định lượng.4.4. Kiểm tra kết quả hồi quy4.4.1.Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến với mơ hình FEMHiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình định lượng, được tác giảphát hiện thơng qua hệ số phóng đại phương sai (VIF-Variance inflationfactor).Trong nghiên cứu thực nghiệm, nếu VIF vượt quá giá trị 10, có thểgây ra hiện tượng đa cộng tuyến. Trong trường họp ngược lại, VIF nhỏ hơn10 mơ hình được cho là khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Tuy nhiên(Rogerson, 2001) cho rằng nếu VIF lớn hơn 5 thì mơ hình được cho là đã cóhiện tượng đa cộng tuyến.Bảng 4.8. Kết quả kiểm tra đa cộng tuyếnMô tả biếnVIF1/VIFVDI1.381.17MOWN1.421.19FMB1.161.08GOWN1.361.16SIZE1.431.19LEV1.561.25ROA1.271.62Mean VIF1.42(Nguồn: tác giả tự tông họp từ phần mêm Stata12.0)Bảng 4.8 cho thấy các biến trong mơ hình đều có hệ số VIF trungbình là 1.42, như vậy tất cả các hệ số của các biến đều nhỏ hơn 2.0 nên mơhình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến. Hay nói cách khác, trong mơ hìnhcác biến độc lập về quyền sở hữu quản lý, quyền sở hữu của thành viêntrong gia đình HĐQT, quyền sở hữu nhà nước, quy mơ cơng ty, đòn bấy tàichính, lợi nhuận và biến mức độ CBTT tự nguyện khơng có mối quan hệvới nhau.4.4.2.Kiếm tra hiện tượng phương sai thav đối với mơ hìnhFEMThơng qua kiểm định Modified Wald test, các giả thuyết sau đượcđưa ra:Ho: Có hiện tượng phương sai sai so đồng đều (hay các biến độc lậpkhơng có ảnh hưởng đến phần dư)Hl: Có hiện tượng phương sai sai sổ thay đoi (hay tồn tại một biếnđộc lập có ảnh hướng đến phần dư)Bảng 4.9. Kết quả kiểm tra phương sai sai sốthay đổiModified Wald test for groupwiseheteroskedasticityin fixed regression modeleffectHO:sigma(i) = sigmaA2 for all iA2Chi22.4e + 0 6(100)Prob>chi2 0.0000=(Nguồn: tác giả tự tổng hợp từ phần mềmStata 12.0)Dựa trên kết quả tại bảng 4.9 cho thấy giá trị P-value nhận đượcbằng 0.000 < a (10%). Vì vậy giả thuyết Ho bị bác bỏ. Nghĩa là, với mứcý nghĩa 10 % mơ hình FEM xảy ra hiện tượng phương sai sai số thayđổi.4.4.3. Kiếm tra hiện tượng tự tương quan với mơ hình FEMHiện tượng tự tương quan trong mơ hình được kiểm định thôngqua kiểm định Wooldridge test, với giả thuyết:Ho: Khơng có hiện tượng tự tươngquan Hi: Có hiện tượng tự tương quanBảng 4.10. Kết quả kiểm tra tự tương quanWooldridge test for autocorrelation inpanel data HO: no first orderautocorrelation F( 1, 99) = 82.452Prob > F = 0.0000(Nguồn: tác giả tự tong hợp từ phần mềm Stata 12.0)Ket quả kiểm định cho thấy giá trị P-value nhận được bằng0.000 < a (10%), hàm ý rằng giả thuyết Ho bị bác bỏ với mức ý nghĩa10%, nghĩa là các biển trong mơ hình FEM có xảy ra hiện tượng tựtương quan.4.5. Khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tự tương quanbằng phương pháp Driscoll-KraaySau khi thực hiện hồi quy với ba mơ hình là: Pooled OLS,FEM và REM, cũng như tiến hành kiểm định F-test vàHausman test, tác giả kết luận mơ hình tác động cố địnhFEM là mơ hình phù họp đe nghiên cứu. Đồng thời, khi kiếmtra hiện tượng đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đối, vàtự tương quan của mô hình FEM, tác giả nhận thấy mơ hìnhcó xảy ra đồng thời hai hiện tượng là: phương sai sai số thayđối và tự tương quan. Vì vậy, tác giả đã sử dụng phươngpháp Driscoll-Kraay, được hồ trợbởi phần mềm Stata 12.0, đế khắc phục hai hiện tượng trên Sau khi hiệuchỉnh lại phương sai sai số thay đổi và tự tương quan, tác giả trình bày kếtquả tổng họp vào bảng dưới đây.Bảng 4.11. Bảng tổng họp hồi quỵ đa biến sau khi khắc phục hiện tượngphươngsai sai số thay đổi và tự tương quanVDIPOOLEDFEMREMDriscoll-KraayOLS0.0010.0000.001-0.002MOWN(0.000)** (0.000)(0.000)***(0.001)***0.0030.0000.0010.000FMB(0.001)**(0.001)(0.001)(0.000)-0.0000.0000.0000.000GOWN(0.000)(0.001)(0.000)(0.000)0.1050.1860.1390.186SIZE(0.014)***(0.024)** (0.017)**(0.022)*****-0.000-0.001-0.001-0.001LEV(0.001)(0.000)** (0.000)**(0.000)***0.0090.0010.0010.002ROA(0.002)***(0.001)(0.000)*(0.001)**-0.714-1.654-1.072-1.654_cons(0.160)***(0.291)** (0.208)**(0.268)*****N500500500500R-sq0.15070.1303Prob >0.0000FHausman0.0000Prob>chi2Ghi chú:*,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%(Nguôn: tác giả tự tông hợp từ phân mêm Stata 12.0)Dựa vào bảng 4.11, đã được tác giả tông hợp lại theo 4 phươngpháp là : Pooled OLS, mơ hình tác động cố định (Fixed Effects Model:FEM), mơ hình tác động ngẫu nhiên (Random Effects Model: REM) vàmơ hình đã khắc phục các hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tựtương quan của mơ hình FEM bằng phương pháp Driscoll-Kraay. Tác giảnhận thấy, mơ hình Driscoll-Kraay là mơhình tốt nhất. Ket quả hồi quy cho thấy có 4 nhân tố là: quyền sở hữuquản lý (MOWN), quy mô công ty (SIZE), đòn bẩy tài chính (LEV) vàlợi nhuận (ROA) có ảnh hưởng đến mức độ CBTT tự nguyện của cácCTNY, mơ hình được biểu thị bằng phưong trình sau đây:VDIit = -1.654 + 0.001 MOWNit + 0.186 SIZEit - 0.001 LEVit + 0.001ROAit (4.4)Trong đó, có 3 nhân tố như: MOWN, SIZE, ROA có mối quan hệcùng chiều với mức độ CBTT tự nguyện trên BCTN của các CTNY trênTTCK Việt Nam, ngược lại biến LEV có tác động tiêu cực đến mức độCBTT tự nguyệnNhư vậy, các giả thuyết sau đây sẽ được chấp nhận:Giả thuyết Hi: Quyền sở hữu quản lý có mối quan hệ tích cực đếnmức độ CBTT tự nguyện.Giả thuyết H4. Quy mô công ty có tác động tích cực đến mức độCBTT tự nguyện trong các BCTN.Giả thuyết H5: Đòn bẩy tài chính có tác động đến mức độ CBTT tựnguyện trong các BCTN.Giả thuyết Hé. Lợi nhuận có tác động tích cực đến mức độ CBTT tựnguyện trong các BCTN4.6. Bàn luận kết quảSau khi lựa chọn mơ hình FEM và khắc phục hiện tượng phương saisai số thay đôi, và tự tương quan tác giả tông họp tác động của 6 nhân tơtrong mơ hình theo bảng tống hợp 4.12, và bàn luận về các giả thuyếtnghiên cứu đã được đề cập đến chương 3.Bảng 4.12. Tổng họp tác động của các nhân tố trong mơ hìnhSTT Nhân tốKý hiệu Tác động Ý nghĩa thống kê12Quyền sở hữu quản lýMOWN Cùng chiềuQuyền sở hữu của thànhFMBviên trong gia đình HĐQT3Quyền sở hữu nhà nướcGOWN4Quy mơ cơng tySIZE5Đòn bẩy tài chínhLEVLợi nhuậnROA6(Nguồn: tác giả tự tống họp)Cùng chiềuCùng chiềuCùng chiềuNgượcchiềuCùng chiềuCóKhơngKhơngCóCóCóNhân tố 1: Quyền sở hữu quản lý.Theo kết quả hồi quy, trong khoảng thời gian 5 năm từ 2012 - 2016, tathấy biến quyền sở hữu quản lý (MOWN) có tác động tích cực đến biến mứcđộ CBTT tự nguyện (VDI) của các CTNY tại Việt Nam, và có ý nghĩa thốngkê ở độ tin cậy cao 99% trong mơ hình Pooled OLS và FEM. Ở mơ hìnhFEM sau khi tác giả đã khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đối vàtự tương quan, cho thấy khi các yếu tố khác khơng đối, nếu MOWN tăng 1%thì mức độ CBTT tự nguyện (VDI) của các CTNY trên TTCK Việt Namtăng 0.001 đơn vị.Kêt quả này khăng định giả thuyết Hi “Quyền sở hữu quản lý có mốiquan hệ tích cực đến mức độ CBTT tự nguyện ” là phù hợp với các CTNY ởViệt Nam. Các cơng ty có quyền sở hữu quản lý cao sẽ cung cấp thông tin tựnguyện tốt hơn. Điều này phù họp với nghiên cứu của (Jensen.M.C et al.,1976), đê giảm bót chi phí cho việc giám sát của các cố đơng bên ngồi,người quản lý sẽ tự nnguyện CBTT nhiều hơn. Ket quả này cũng đồng nhấtvới nghiên cứu của Elmans (2012), Jiang and Habib (2009), Li, H., and Qi,A. (2008), Akhtaruddin et al. (2010), đã tìm thấy mối quan hệ cùng chiềugiữa quyền sở hữu quản lý và mức độ CBTT tự nguyện Nhân tố 2: Quyểnsở hữu của thành viên trong gia đình HĐQT.Ket quả phân tích hồi quy với mơ hình Pooled OLS đã cho thấy, mốitương quan cùng chiều của quyền sở hữu thành viên trong gia đình HĐQTvà mức độ CBTT tự nguyện, kết quả này phù họp với giả thuyết nghiên cứuH2, cũng như nghiên cứu của tác giả Mgammal (2017).Trong khi đó, kếtquả hồi quy với mơ hình tác động cố định FEM và mơ hình tác động ngẫunhiên REM, cho thấy biến này khơng có ý nghĩa thống kê. Do đó, quyền sởhữu của thành viên Pong gia đình HĐQT khơng có tác động đến mức độCBTT tự nguyện trên BCTN. Ket quả này hoàn toàn phù họp với thực tiễntại Việt Nam, khi các CTNY đều có số lượng thành viên trong gia đình củaHĐQT nắm giữ cổ phiếu khá cao (82,4%), tuy nhiên quyền sở hữu lại kháthấp (mức sở hữu trung bình chỉ đạt mức 2,8%), vì vậy biến này khơng cótác động đáng kể đến mức độ CBTT tự nguyện.Nhân to 3: Quyền sở hữu nhà nước.Ket quả hồi quy với mơ hình Pooled OLS, cho thấy biến này có mốitương quan nghịch chiều với mức độ CBTT tự nguyện, kết quả này đồngnhất với nghiên cứu củaEng and Mak (2003), nhưng không phù họp với giả thuyết đã đưa ra. Trongkhi đó, kết quả hồi quy với mơ hình FEM và REM là tương quan thuận chiềuvà phù họp với giả thuyết nghiên cứu (H3), đồng thời phù họp với các kếtquả nghiên cứu của Huafang và Jianguo (2007), Ghazali (2007), Makhijaand Patton (2004), Jiang and Habib (2009), Elmans (2012), MgammaLH.M(2017). Quyền sở hữu nhà nước càng cao, sẽ dẫn đến việc CBTT nhiều hơncủa các CTNY. Tuy nhiên, kết quả phân tích hồi quy với 3 mơ hỉnh (PooledOLS, FEM, REM), cho thấy nhân tố này khơng có ý nghĩa thống kê. Do đó,nhân tố quyền sở hữu nhà nước khơng có tác động đến mức độ CBTT tựnguyện trên BCTN của các CTNY trên TTCK Việt Nam.Nhân tố 4: Quy mơ cơng ty.Kết quả phân tích hồi quy cho thấy nhân tố quy mơ cơng ty - kí hiệulà: SIZE (được đo lường bằng logarit tống tài sản) có ảnh hưởng đến biếnphụ thuộc VDI. Điều này đồng nghĩa với việc biến SIZE có ảnh hưởng đếnmức độ CBTT tự nguyện trên của các CTNY tại Việt Nam. Như vậy, giảthuyết 4 là đúng. Đồng thời, hệ số hồi quy của biến số SIZE có giá trị 0.186,mang dấu dương, tức là khi các yếu tố khác không đổi nếu sự thay đổi vềquy mô công ty tăng lên 1 % thì sự thay đổi của mức độ CBTT tự nguyệntăng lên 0.186 đơn vị. Ket quả của tác giả phù hợp với nghiên cứu củaDepoers (2000); Hossain and Reaz's (2007), các tác giả này đều cho rằng cómột mối quan hệ tích cực giữa quy mơ của một công ty và mức độ CBTT tựnguyện.Nhân to 5: Đòn bấy tài chính.Kết quả phân tích hồi quy ở cả 2 mơ hình FEM và REM là phù họpgiả thuyết nghiên cứu H5 “Đòn bâv tài chính có tác động đến mức độ CBTTtự nguyện trong các BCTN”, kết quả từ mơ hình hồi quy đều cho thấy biếnnày có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy rất cao đến 99%, và có mối tươngquan nghịch chiều với mức độ CBTT tự nguyện, nghĩa là đòn bấy tài chínhcàng cao thì mức độ CBTT tự nguyện càng thấp, kết quả này cũng đúng vớitác giả Zarzeski (1996) và Eng et al. (2003). Đồng thời, hệ số hồi quy củabiến số LEV có giá trị -0.001, mang dấu âm, tức là khi các yếu tố kháckhông đối nếu sự thay đối của đòn bấy tài chính giảm đi 1 % thì sự thay đốicủa mức độ CBTT tự nguyện sẽ giảm xuống 0.001 đơn vị.Nhân to 6: Lợi nhuận.Kết quả phân tích hồi quy với 3 mơ hình (POOLED OLS, FEM,REM) cho thấy biến này tương quan thuận chiều với mức độ CBTT tựnguyện, vì vậy tác giả khăng định giả thuyêt Hf, “Lợi nhuận có mối quan hệcùng chiều với mức độ CBTT tự nguyện ’’ là phù họp với các CTNY trênTTCK Việt Nam. Các công ty có lợi nhuận và khả năng sinh lời cao, sẽ cókhuynh hướng CBTT nhiều hơn. Từ kết quả ta thấy biến lợi nhuận có tácđộng tích cực đến biến phụ thuộc và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa là10%. Nghĩa là: với các yếu tố khác không đối, nếu lợi nhuận tăng 1% thìmức độ CBTT tự nguyện của các CTNY tăng 0.001 đơn vị. Ket quả nàyđồng nhất với nghiên cứu của Wallace và Naser (1995), Inchausti (1997),Owusu-Ansah (1998), Inchausti (1997), đã dựa vào lý thuyết đại diện, chorằng nhà quản lý của một công ty phát triến và đạt lợi nhuận cao, sẽ sử dụngviệc CBTT đế khắng định vị trí bản thân của mình.TĨM TẤT CHƯƠNG 4Trong chương 4, tác giả đã tiến hành phân tích thống kê mơ tả,phân tích tương quan giữa các biến, thực hiện hồi quy, và kết luận mơhình phù hợp đế nghiên cứu trong luận văn là mô hình tác động cố định(FEM), sau đó tác giả tiến hành kiểm tra các hiện tượng của mơ hìnhnhư: đa cộng tuyến, phương sai sai số thay đổi, tự tương quan, và khắcphục hai hiện tượng: phương sai sai số thay đổi và tự tương quan bằngphương pháp Driscoll-Kraay. Thông qua các kết quả hồi quy, tác giả đãbàn luận kết quả nghiên cứu và kết luận các giả thuyết Hi, H4, H5, Hôđược chấp nhận, tương ứng với các biến quyền sở hữu quản lý, quy mơcơng ty, đòn bấy tài chính và lợi nhuận có tác động đến mức độ CBTT tựnguyện của các CTNY trên TTCK Việt Nam. Trong đó nhân tố quyền sởhữu quản lý, quy mơ cơng ty, lợi nhuận có mối quan hệ cùng chiều đếnmức độ CBTT tự nguyện. Ngược lại, nhân tố đòn bẩy tài chính có tácđộng tiêu cực đến mức độ CBTT tự nguyện của các CTNY. Kết quảnghiên cứu khơng tìm tháy ý nghĩa thống kê của nhân tố quyền sở hữunhà nước, và quyền sở hữu của các thành viên trong gia đình HĐQT đếnmức độ CBTT tự nguyện.CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ5.1. Kết luậnHiện nay TTCK Việt Nam ngày càng phát triển mạnh mẽ về quymơ, và khơng ngừng hồn thiện về cấu trúc, cho nên vấn đề về CBTT tựnguyện của các CTNY rất được quan tâm, vì vậy kể từ khi thơng tư đầutiên hướng dẫn về CBTT trên TTCK ra đời vào năm 2004 (Thơng tư57/2004/TT-BTC), tính đến nay, cơ quan quản lý đã 4 lần ban hành thôngtư thay thế vào các năm 2007 (Thông tư 38/2007/TT-BTC), 2010 (Thông tư09/2010/TT-BTC), 2012 (Thông tư 52/2012/TT - BTC) và 2015 (Thông tư155/2015/TT-BTC). Xuất phát từ những nhu cầu của thực tiễn, mục tiêucủa luận văn là tìm ra những bằng chứng cho thấy sự tác động của cấu trúcsở hữu đến mức độ CBTT tự nguyện, trong nghiên cứu này tác giả đã sửdụng dừ liệu bảng với 500 dữ liệu nghiên cứu của 100 CTNY trên TTCK

Xem Thêm

Tài liệu liên quan

• Tác động của cấu trúc sở hữu đen mức độ công bố thông tin tự nguyện trên báo cáo thường niên của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán việt nam
  • 130
  • 2,976
  • 9
• ogre 3d 1.7 application development cookbook
  • 306
  • 0
  • 0
• object oriented javascript
  • 354
  • 0
  • 0
• node up and running
  • 202
  • 0
  • 0
• quản trị tài chính TS Nguyễn Văn Thuận
  • 173
  • 0
  • 0
• node cookbook, 2nd edition
  • 379
  • 666
  • 1
• mysql stored procedure programming
  • 638
  • 0
  • 0
• mysql management and administration with navicat
  • 134
  • 0
  • 0
• moving from c to c++
  • 655
  • 2
  • 0
• Thiết kế mạch điều khiển lò nấu thép
  • 43
  • 303
  • 1
• mobile asp.net mvc 5
  • 264
  • 1
  • 0

Tải bản đầy đủ (.docx) (130 trang)

Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về

(613.75 KB) - Tác động của cấu trúc sở hữu đen mức độ công bố thông tin tự nguyện trên báo cáo thường niên của các công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán việt nam -130 (trang) Tải bản đầy đủ ngay ×