Tác động của các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng sinh lời của một số doanh nghiệp xuất khẩu than ở Việt Nam
International science conference “International trade - Policies and practices in vietnam”,
ISBN: 978 – 604 – 67 – 1403 – 3
TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG
TỚI KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA MỘT SỐ
DOANH NGHIỆP XUẤT KHẨU THAN Ở VIỆT NAM
The impact of factors affecting the possibility
of some coal exporters in Vietnam
TS. Nguyễn Thị Thu Thuỷ1, TS. Phƣơng Hữu Từng2
1 Đại học Hài Phòng, 2Đại học Nội vụ Hà Nội,
TÓM TẮT
Bài báo sử dụng phƣơng pháp hồi quy để đánh giá tác động của các
nhân tố ảnh hƣởng tới khả năng sinh lời (ROE) của 6 doanh nghiệp
xuất khẩu than thuộc Tập đoàn công nghiệp Than - Khoáng sản Việt
Nam. Nghiên cứu đã chỉ ra cơ cấu vốn (hệ số nợ) có tác động mạnh mẽ
tới khả năng sinh lời của doanh nghiệp than, tuy nhiên khả năng sinh lời
của doanh nghiệp than không chỉ chịu tác động của hệ số nợ mà còn
chịu tác động của chi phí lãi vay và tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản
(ROA).
Từ khoá: Khả năng sinh lời, ROE, xuất khẩu than, TKV
ABTRACT
The paper uses the regression method to assess the impact of profitabil-
ity factors (ROE) of 6 coal exporting enterprises of Vietnam Coal and
794
Hội thảo Khoa học quốc gia “Thương mại quốc tế - Chính sách và thực tiễn tại Việt Nam”,
ISBN: 978 – 604 – 67 – 1403 – 3
Mineral Industry Group. Research has shown that the capital structure
(debt ratio) has a strong impact on the profitability of coal businesses,
but the profitability of coal businesses is not only affected by the debt
ratio but also impact of interest expenses and return on assets (ROA).
Keywords: Profitability, ROE, coal export, TKV
1. GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU
Xác định các nhân tố ảnh hƣởng tới khả năng sinh lời có vai trò vô
cùng quan trọng trong công tác quản trị tài chính của các doanh
nghiệp xuất khẩu than ở Việt Nam. Bài báo sử dụng số liệu từ báo cáo
tài chính của 6 công ty xuất khẩu than thuộc Tập đoàn công nghiệp
Than - Khoáng sản Việt Nam (TKV) năm 2018 ở khu vực Quảng
Ninh, với cách tiếp cận từ khía cạnh tài chính và bằng công cụ hồi quy
để xác định tác động của các nhân tố ảnh hƣởng tới khả năng sinh lời
(ROE).
2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT
Khả năng sinh lời của doanh nghiệp đƣợc hiểu là khả năng của
doanh nghiệp thu đƣợc lợi nhuận từ quá trình hoạt động kinh doanh.
Khả năng sinh lời của doanh nghiệp đƣợc đo lƣờng bởi nhiều chỉ
tiêu nhƣ lợi nhuận, lợi nhuận trên tổng tài sản, lợi nhuận trên doanh
thu hay lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu. Tuy nhiên, các nhà đầu tƣ
thƣờng quan tâm tới chỉ tiêu tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu
(ROE) vì nó thể hiện chính xác hiệu quả kinh tế của hoạt động đầu tƣ
của họ. Chính vì vậy, bài báo sử dụng chỉ tiêu ROE để biểu diễn khả
năng sinh lời của các doanh nghiệp xuất khẩu than thuộc TKV.
Khả năng sinh lời của các doanh nghiệp than chịu tác động của rất
nhiều yếu tố của môi trƣờng vĩ mô, vi mô và các yếu tố bên trong
doanh nghiệp. Các doanh nghiệp xuất khẩu than ở Việt Nam có
những đặc thù riêng nên tính ổn định về môi trƣờng vĩ mô, vi mô
tƣơng đối cao, chính vì vậy bài báo đƣa ra giả thiết cố định tác động
795
International science conference “International trade - Policies and practices in vietnam”,
ISBN: 978 – 604 – 67 – 1403 – 3
của các môi trƣờng này. Các yếu tố bên trong doanh nghiệp tác động
tới hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp đƣợc bài báo lựa chọn,
gồm:
Giả thiết 1: Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản tỷ lệ thuận với ROE
Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản đo lƣờng khả năng của doanh
nghiệp trong việc sử dụng tài sản để tạo ra lợi nhuận. Khi trình độ tận
dụng tài sản của doanh nghiệp tốt sẽ làm tăng khả năng sinh lời của
doanh nghiệp.
Giả thiết 2: Quy mô doanh nghiệp có tác động tích cực tới ROE
Quy mô doanh nghiệp (tổng tài sản): Theo lý thuyết kinh tế, khi
quy mô doanh nghiệp tăng lên sẽ tác động làm tăng khả năng sinh lời
của doanh nghiệp, tuy nhiên khi quy mô vƣợt qua ngƣỡng đạt hiệu
quả kinh tế nhờ quy mô thì khi quy mô tăng lên sẽ làm hiệu quả kinh
tế nhờ quy mô giảm.
Giả thiết 3: Hệ số nợ làm tăng ROE
Cơ cấu vốn (hệ số nợ): việc vay nợ sẽ giúp chủ đầu tƣ có thêm
đƣợc lợi nhuận từ sự chênh lệch giữa doanh thu thu thêm từ vốn vay
với chi phí bỏ ra để có đƣợc đồng vốn vay đó, nhờ đó mà làm tăng tỷ
suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp (ROE). Hiện
nay, hầu hết các doanh nghiệp trên thế giới nói chung và các doanh
nghiệp Việt Nam nói riêng đều sử dụng nợ nhƣ một đòn bẩy tài chính
để ra tăng khả năng sinh lời và phân tán rủi ro cho vốn đầu tƣ của chủ
sở hữu.
Giả thiết 4: Cơ cấu tài sản của doanh nghiệp tác động tích cực tới
ROE
Cơ cấu tài sản của doanh nghiệp đƣợc đo lƣờng bởi tài sản cố định
trên tổng tài sản. Về lý thuyết, doanh nghiệp đầu tƣ nhiều vào thay đổi
công nghệ thì hiệu quả kinh doanh sẽ cao hơn. Bài báo xem xét hoạt
động đầu tƣ vào TSCĐ của doanh nghiệp có đem lại hiệu quả cho các
doanh nghiệp than hay không?
796
Hội thảo Khoa học quốc gia “Thương mại quốc tế - Chính sách và thực tiễn tại Việt Nam”,
ISBN: 978 – 604 – 67 – 1403 – 3
Giả thiết 5: Lãi suất vay vốn tỷ lệ nghịch với ROE
Lãi suất vay vốn đƣợc xác định bởi chi phí lãi vay phải trả trong
năm trên tổng vốn vay bình quân của doanh nghiệp. Chi phí lãi vay là
một chi phí quan trọng của doanh nghiệp. Nếu doanh nghiệp vay vốn
để đầu tƣ vào hoạt động kinh doanh nhƣng doanh thu thu thêm đƣợc
từ khoản vốn vay đó không đủ để bù đắp cho chi phí lãi vay thì ROE
của doanh nghiệp sẽ giảm. Trong trƣờng hợp ngƣợc lại, nếu doanh thu
thu thêm đƣợc từ khoản vốn vay lớn hơn chi phí lãi vay sẽ làm tăng
khả năng sinh lời của doanh nghiệp. Lãi vay cao sẽ làm khả năng sinh
lời giảm.
3. XÂY DỰNG MÔ HÌNH VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.1. Mô hình tổng quát
Mô hình đƣợc xây dựng trên cơ sở bộ số liệu thu thập từ báo cáo tài
chính của 6 doanh nghiệp than năm 2018. Trong đó, biến phụ thuộc là
ROE, 5 biến độc lập là tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA); quy
mô doanh nghiệp (FS); cơ cấu vốn (DR); cơ cấu tài sản (AS) và lãi
suất vay vốn (R)
Bài báo sử dụng phƣơng pháp phân tích hồi quy nên mô hình sẽ có
dạng:
Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5
Trong đó:
Y là ROE: tỷ suất sinh lời vốn chủ sở hữu đƣợc xác định bằng lợi
nhuận sau thuế chia vốn chủ sở hữu bình quân
X1 là ROA: tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản đƣợc xác định bằng lợi
nhuận sau thuế chia tổng tài sản bình quân
X2 là quy mô doanh nghiệp: đƣợc xác định bằng tổng tài sản bình
quân
X3 là cơ cấu vốn (hệ số nợ): đƣợc xác định bởi nợ phải trả bình
quân chia tổng nguồn vốn bình quân.
797
International science conference “International trade - Policies and practices in vietnam”,
ISBN: 978 – 604 – 67 – 1403 – 3
X4 là cơ cấu tài sản đƣợc đo lƣờng bởi TSCĐ bình quân trên tổng
tài sản bình quân của doanh nghiệp
X5 là lãi suất vay vốn đƣợc đo lƣờng bởi chi phí phải lãi vay phải
trả trong năm trên tổng vốn vay bình quân của doanh nghiệp
β0: Hệ số chặn
β1, β2, β3, β4, β5: lần lƣợt là các hệ số cho biết tác động của ROA,
FS, DR, AS và R tới ROE.
3.2. Kiểm định mô hình và lựa chọn biến tác động phù hợp
3.2.1. Kiểm định mô hình và lựa chọn biến tác động phù hợp
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy: hệ số tƣơng quan bội của mô
hình xấp xỉ 0,8978 nên mô hình đƣợc coi là thích hợp. Hệ số tƣơng
quan (R square) cho biết 80,6% sự biến động của ROE là do các yếu
tố ROA, FS, DR, AS và R gây ra. Hệ số tƣơng quan điều chỉnh
(Adjusted R square) là 70,9% không sát gần với hệ số tƣơng quan (R
square) chứng tỏ không phải tất cả các biến là thực sự cần thiết. Xác
suất của F thực nghiệm là 0,0025, đồng nghĩa với khả năng bác bỏ chỉ
là 1% nên phƣơng trình hồi quy tuyến tính có thể đƣợc chấp nhận.
Bảng 1: Bảng kết quả chạy mô hình hồi quy 5 biến độc lập
Regression Statistics
Multiple R
0,897800681
0,806046063
0,709069095
0,073915787
6
R Square
Adjusted R Square
Standard Error
Observations
ANOVA
Df
SS
MS
F
Significance F
0,002472
Regression
Residual
Total
5
0,22705741
0,05463544
0,2869284
0,045411
0,005464
8,311727
10
15
Upper
95%
Coefficients
-0,26552549
Standard Error
0,1590762
t Stat
P-value
Lower 95%
-0,571
Lower 95,0%
-0,571
Upper 95,0%
0,137891
Intercept
-1,36131
0,203298
0,137891
798
Hội thảo Khoa học quốc gia “Thương mại quốc tế - Chính sách và thực tiễn tại Việt Nam”,
ISBN: 978 – 604 – 67 – 1403 – 3
X Variable 1
X Variable 2
X Variable 3
X Variable 4
X Variable 5
3,929697704
1,66998E-05
0,193922494
0,032867812
0,573595654
0,90685463
4,0173E-05
0,10326901
0,6170786
0,19345562
4,333327
0,415694
1,877838
0,203254
2,964999
0,001482
0,686414
0,089843
0,843013
0,01466
1,9091
5,950296
0,000106
0,42402
1,9091
5,950296
0,000106
0,42402
-7,3E-05
-0,03618
-0,32744
0,14255
-7,3E-05
-0,03618
-0,32744
0,14255
0,393175
1,004642
0,393175
1,004642
Nhìn vào các hệ số ta viết đƣợc dạng đƣờng hồi quy dự báo:
Y=-0,22+3,93X1+1,67.10-5 X2+0,19X3+0,03X4+0,57X5
Tuy nhiên, khi căn cứ vào xác suất cho ở cột P value thì hệ số X2 và
X4 là không đáng tin cậy với khả năng bác bỏ là hơn 10%. Trong
trƣờng hợp này, bài báo quyết định loại bỏ bớt biến X2,X4 để đƣợc
đƣờng hồi quy với các hệ số đều ý nghĩa.
3.2.2. Sửa đổi mô hình
Sau khi loại bỏ 2 biến FS và AS, mô hình hồi quy mới với ROE chỉ
còn phụ thuộc vào 3 biến độc lập là ROA, DR và R có dạng:
Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3
Trong đó:
β0: Hệ số chặn
β1, β2, β3: lần lƣợt là các hệ số cho biết tác động của ROA, DR, và
R tới ROE.
X1, X2, X3: lần lƣợt là ROA, DR và R.
3.3. Kết quả mô hình
3.3.1. Mô tả thống kê
Bảng 2: Bảng kết quả mô tả thống kê
Lãi suất vay
TT Chỉ tiêu
ROE
ROA
Hệ số nợ
vốn
1
2
Bình quân
0,157286942
0,0342596
0,024920041
0,005747526
0,75064083
0,0489366
0,1295
Sai số chuẩn
0,031206
799
International science conference “International trade - Policies and practices in vietnam”,
ISBN: 978 – 604 – 67 – 1403 – 3
Mô tả thống kê cho thấy tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu bình
quân của 6 doanh nghiệp than ở mức không cao là 15,73% với sai số
chuẩn là 3,4%. Trong khi đó tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản của các
doanh nghiệp này là khá thấp chỉ là 2,5% với sai số chuẩn là 0,6%.
Trong khi đó lãi suất vay vốn bình quân của các doanh nghiệp này là
12,95% với sai số chuẩn là 3,1%. Hệ số nợ bình quân của các doanh
nghiệp ở mức 75,1% là khá cao so với mức bình quân của các doanh
nghiệp là khoảng 65% với sai số chuẩn là 4,9%. Điều này cho thấy các
doanh nghiệp than đang hoạt động đem lại hiệu quả kinh doanh chƣa
thực sự cao và phụ thuộc khá nhiều vào nguồn vốn vay từ bên ngoài.
3.3.2. Quan hệ tương quan giữa các biến
Bảng 3: Bảng ma trận tƣơng quan của các biến độc lập
TT Chỉ tiêu
ROA
DR
R
1
2
3
ROA
DR
R
1
0,194051
-0,0307
1
0,114531
1
Công cụ Correlation chỉ ra mối quan hệ tƣơng quan giữa các biến,
nhằm kiểm tra sự phụ thuộc của một biến độc lập vào biến khác. Mức
độ tƣơng quan cao nhất là tƣơng quan thuận giữa biến ROA và DR là
19,4%. Và thứ 2 là tƣơng quan thuận giữa DR và R với mức độ tƣơng
quan là 11,4%. Đây là mức độ tƣơng quan không phải là cao giữa các
biến độc lập trong một mô hình, chính vì vậy việc lựa chọn 3 biến cho
mô hình là hợp lý.
3.3.3. Kết quả mô hình hồi quy
Mô hình hồi quy xem xét tác động của ROA, hệ số nợ và lãi suất
vốn vay tới ROE cho kết quả là phù hợp khi hệ số tƣơng quan bội của
mô hình xấp xỉ 0,8956 nên mô hình đƣợc coi là thích hợp. Hệ số
tƣơng quan (R square) cho biết 80,21% sự biến động của ROE là do
các yếu tố ROA, DR và R gây ra. Hệ số tƣơng quan điều chỉnh
800
Hội thảo Khoa học quốc gia “Thương mại quốc tế - Chính sách và thực tiễn tại Việt Nam”,
ISBN: 978 – 604 – 67 – 1403 – 3
(Adjusted R square) là 75,26% khá gần với hệ số tƣơng quan (R
square) chứng tỏ các biến đều quan trọng. Xác suất của F thực nghiệm
là 0,0006, đồng nghĩa với khả năng bác bỏ chỉ là 1% nên phƣơng trình
hồi quy tuyến tính có thể đƣợc chấp nhận. Bên cạnh đó, căn cứ vào
mức xác suất ý nghĩa cho ở cột P-value thì hệ số tác động của các biến
ROA, DR và R đều đáng tin cậy với giá trị đều rất nhỏ. Chính vì vậy
mô hình tác động của các nhân tố ảnh hƣởng tới ROE đƣợc viết lại là:
Y=-0,17+3,8X1+0,2X2+0,5X3
Mô hình cho biết cả 3 biến đều có tác động cùng chiều tới ROE.
Mô hình đƣợc xây dựng là hoàn toàn phù hợp với giả thiết 1 và giả
thiết 3. Tức là, khi ROA tăng lên 1 đơn vị thì ROE tăng lên 3,8 đơn vị
(với các yếu tố khác không đổi); khi cơ cấu vốn tăng lên 1 đơn vị thì
ROE sẽ tăng lên 0,2 đơn vị, điều này chứng tỏ rằng các doanh nghiệp
xuất khẩuthan hiện nay vẫn đang tận dụng rất tốt đòn bẩy tài chính để
tăng khả năng sinh lời. Tuy nhiên, mô hình đƣợc xây dựng lại không
phù hợp với giả thiết 5 khi lãi suất vay vốn tỷ lệ thuận với ROE, kết
quả mô hình giải thích rằng, trên thực tế các doanh nghiệp phải chịu
lãi suất vay vốn cao hơn lại đang là những doanh nghiệp làm ăn có
hiệu quả hơn. Nguyên nhân dẫn tới sự sai khác giữa thực tế và lý
thuyết là do lãi suất vay vốn của các doanh nghiệp than không hoàn
toàn là lãi suất thị trƣờng, mà các doanh nghiệp còn nhận đƣợc một
nguồn vốn ƣu đãi của Tập đoàn để phát triển hoạt động kinh doanh.
Các doanh nghiệp than nhƣ Khe Chàm, Quang Hanh đƣợc hƣởng ƣu
đãi từ tập đoàn để phát triển các mỏ mới, trong khi trữ lƣợng các mỏ
cũ không còn nhiều, nên dù chi phí lãi vay thấp nhƣng hiệu quả của
doanh nghiệp cũng không cao.
801
International science conference “International trade - Policies and practices in vietnam”,
ISBN: 978 – 604 – 67 – 1403 – 3
Bảng 4: Bảng kết quả chạy mô hình hồi quy mô hình 3
biến độc lập
Regression Statistics
Multiple R
0,895606608
0,802111197
0,752638996
0,068156596
6
R Square
Adjusted R Square
Standard Error
Observations
ANOVA
Df
SS
MS
F
Significance F
6,213
Regression
Residual
Total
3
0,22594898
0,05574386
0,2869284
Standard
0,07536
37
0,0006
12
15
0,004645
P-
Upper
Lower
95,0%
Upper
95,0%
Coefficients
-0,170182712
3,802464513
0,203853573
0,521029051
Error
t Stat
value
Lower 95%
-0,32556
2,099845
0,002654
0,211361
95%
0,034
Intercept
0,07131231
0,78144356
0,09234368
0,14212713
-2,38644
4,865949
2,207553
3,665937
357
388
489
231
-0,01481
5,505084
0,405053
0,830697
-0,32556
2,099845
0,002654
0,211361
-0,01481
5,505084
0,405053
0,830697
0,000
0,047
0,003
X Variable 1
X Variable 2
X Variable 3
4. KẾT LUẬN
Bài báo đã sử dụng mô hình hồi quy để đo lƣờng tác động của các
nhân tố ảnh hƣởng tới khả năng sinh lời (ROE). Với sự giúp đỡ của
công cụ hồi quy, bài báo đã chỉ ra rằng 80,21% sự biến động của ROE
là do sự tác động của ROA, cơ cấu vốn và lãi suất vay vốn. Từ kết quả
nghiên cứu, bài báo đã cho thấy các doanh nghiệp xuất khẩu than đang
sử dụng có hiệu quả đòn bẩy tài chính để tăng khả năng sinh lời của
doanh nghiệp. Tuy nhiên, hiệu quả hoạt động kinh doanh của các
doanh nghiệp xuất khẩu than thực tế chƣa phải là cao khi ROA bình
quân chỉ là 2,5% và ROE bình quân chỉ là 15,7%. Bên cạnh đó, dù xác
suất bác bỏ là khá cao, nhƣng kết quả chạy mô hình hồi quy 5 biến
802
Hội thảo Khoa học quốc gia “Thương mại quốc tế - Chính sách và thực tiễn tại Việt Nam”,
ISBN: 978 – 604 – 67 – 1403 – 3
cũng cho thấy, quy mô doanh nghiệp và cơ cấu tài sản cũng có tác
động tích cực tới ROE của doanh nghiệp.
Từ kết quả phân tích, bài báo kiến nghị các doanh nghiệp xuất khẩu
than cần chú trọng hơn nữa tới công tác quản trị tài chính của doanh
nghiệp để tăng hiệu quả đầu tƣ, bằng cách xây dựng cơ cấu vốn hợp lý
theo hƣớng vẫn có thể xem xét tăng dần hệ số nợ để tăng cƣờng khả
năng sinh lời của doanh nghiệp, nhƣng cũng cần chú ý tận dụng các
nguồn vốn lãi suất thấp và quản lý rủi ro về tài chính một cách chặt
chẽ hơn. Các doanh nghiệp cũng cần xem xét nâng cao năng lực kinh
doanh của mình, vì thực tế cho thấy hiệu quả kinh doanh của doanh
nghiệp là chƣa cao khi ROA bình quân chỉ là 2,5% và ROE bình quân
chỉ là 15,7%. Các doanh nghiệp cũng nên xem xét việc tăng cƣờng
đầu tƣ vào tài sản cố định và mở rộng quy mô doanh nghiệp để nâng
cao khả năng sinh lời của mình.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Đoàn Ngọc Phi Anh (2010), Các nhân tố ảnh hưởng tới cấu trúc tài
chính và hiệu quả tài chính: tiếp cận theo phương pháp phân tích
đường dẫn, Tạp chí Khoa học và Công nghệ, Đại học Đà Nẵng, số 5.
Babčanová, D., 2010. Proposal of Brand Building and Brand
Management Methodology of Industrial Plants: Disertation Thesis,
MTF STU, Bratislava.
Chi, H, K., Yeh, H, R., Huang, M, W., 2008. The Influences of
Advertising Endorser, Brand Image, Brand Equity, Price
Promotion, on Purchase Intention The Mediating Effect of
Advertising Endorser, Retrieved October 20, 2015.
Hislop, M. 2001. An Overview of Branding and Brand
Measurement for Online Marketers. Dynamic Logic's Branding,
Vol. 101, pp. 1-22.
Holt, D. B., 2015. Brands and Branding. Cultural Strategy
Group.
803
International science conference “International trade - Policies and practices in vietnam”,
ISBN: 978 – 604 – 67 – 1403 – 3
Jalilvand, M, R., Samiei, N., Mahdavinia, S, H., 2011. The
Effect of Brand Equity Components on Purchase Intention,
International Business andMmanagement, 2 (2), 149-158.
Kotler, Ph.,Keller, K. L., Koshy, A., Jha, M., 2013. Marketing
Management: A South AsianPerspective, 14th Edition. Imprint
PearsonEducation, 2013, 728 p. ISBN 9788131767160.
Loken, B., Ahluwalia, R. And Houston, M. J., 2010. Brands and
Brand Management. Contemporary Research Perspectives,
Psychology Press, New York.
Tập đoàn công nghiệp Than - Khoáng sản Việt Nam (2019), Báo
cáo Tài chính của Tập đoàn năm 2018, Hội nghị tổng kết năm 2018
ngành Than - Khoáng sản Việt Nam.
804
11 trang
19640
Free
Bạn đang xem tài liệu "Tác động của các nhân tố ảnh hưởng tới khả năng sinh lời của một số doanh nghiệp xuất khẩu than ở Việt Nam", để tải tài liệu gốc về máy hãy click vào nút Download ở trên
File đính kèm:
- tac_dong_cua_cac_nhan_to_anh_huong_toi_kha_nang_sinh_loi_cua.pdf
