اداره حقوقی قوه قضائیه در نظریه مشورتی ۱۹۵/۷- ۲/۴/۱۳۷۲ ابزار کرده است:«امضای شخص ثالث در ظهر سفته و برات یا چک عرفاً یعنی در عرف تجار و کسبه- ضمانت پرداخت وجه آن توسط امضاءکننده محسوب و طبق ماده ۲۴۹ و ماده ۲۱۴ ق.ت. موجب مسئولیت تضامنی امضاءکننده ظهر چک خواهد بود لیکن ضامن تنها با کسی مسئولیت تضامنی دارد که از او ضمانت کرده است (مضمون عنه) و در این مورد فرقی بین چک در وجه حامل یا در وجه مشخص معین وجود ندارد.».
ظهرنویسی توسط شخص حقوقی نیز توسط نمایندگان و دارندگان حق امضای مجاز در شخص حقوقی امکان پذیر است.
«..اساساً نظر به اینکه به موجب پاسخ استعلام واصله از اداره کل ثبت شرکت ها وارده به شماره ۴۹۰ مورخ ۲۳/۲/۱۳۷۰ دارندگان حق امضاء در اسناد تعهدآور در شرکت…با مسئولیت محدود،دو نفر می باشند و مندرجات ظهر چک مستند دعوی حاکی است که ظهرنویسی توسط احد از آنان به عمل آمده و با این وصف به نظر دادگاه انتقال وجه چک به نحو قانونی صورت نگرفته است.علیهذا دادگاه خواهان را ذیحق در مطالبه وجه چک تشخیص نداده و حکم به بی حقی وی را صادر و اعلام و…» (رأی شماره ۱۰۲۶ و ۱۰۲۷-۱۴/۱۲/۱۳۷۰ شعبه ۴۴ دادگاه حقوقی ۲ تهران)
۳- ضامن
به منظور جلب اعتماد بیشتر نسبت به پرداخت وجه چک، ممکن است که شخصی از صادرکننده یا ظهرنویس چک ضمانت کند. مثلاً «الف» چکی را در وجه «ب» صادر نموده و وی نیز قصد ظهرنویسی آن را در وجه «ج» دارد. اگر «ج» چنین چکی را بپذیرد، قانوناً حق مراجعه به «الف» و «ب» را در صورت عدم تأدیه از سوی «الف» خواهد داشت اما ناآگاهی وی از اعتبار «الف» و «ب» ممکن است وی را ناگزیر از آن سازد که پذیرش چک را مشروط به تضمین پرداخت از ناحیه شخصی مورد اعتماد و معتبر نماید. این عمل که از طریق امضای سند توسط ضامن محقق می‌گردد، ضمانت نام دارد. بنابراین در ظهرنویسی به عنوان انتقال، ظهرنویس صرفاً قصد انتقال طلب را دارد اما قانون وی را ضامن پرداخت نیز تلقی می‌کند اما در امضای سند به عنوان ضمانت، امضاءکننده قصد ضمانت دارد.
ضمانت جزئی از وجه یک چک صحیح است. ضمانت جزئی به این معنا است که ضامن، پرداخت قسمتی از وجه سند را ضمانت نماید. این امر منطقاً با توجه به اصل آزادی اراده در حقوق قراردادها با مانعی روبرو نیست.[۱۳۸]
به عقیده حقوقدانان تعیین نام مضمون‌عنه از شرایط صحت ضمانت در اسناد تجاری نیست و از اینرو مواردی را که ضامن تعیین نکرده باشد از چه کسی ضمانت کرده است را موجب بطلان ضمانت نمی‌دانند. در مورد اینکه ضامن با چه کسی ضمانت خواهد داشت با وجود سکوت قانون ایران، ولی به پیروی از راه حل ارائه شده در ماده ۲۱ قانون یکنواخت ژنو و با توجه به عرف تجاری، حقوقدانان معتقدند که در این صورت ضامن با صادرکننده سند، مسئولیت تضامنی خواهد داشت.[۱۳۹]
ضمانت ممکن است به همراه تاریخ باشد، فرض این است که تاریخ ضمانت با تاریخ صدور چک یکی است.
مسئولیت ضامن تبعی بوده و به تبع مضمون عنه‌است. از این رو حق مراجعه دارنده به ضامن در حدود حق مراجعه او به مضمون عنه است. ضامن حق دارد به تمام ایراداتی که مضمون‌عنه حق استناد به آنها را دارد، استناد کند.اگر دین مضمون‌عنه به هر دلیلی ساقط شود، ذمه‌ی ضامن نیز بری خواهد شد.(ماده ۴۰۸ ق.ت.)
بنابراین ضامن می‌تواند در قبال دارنده سند به ایراداتی از قبیل نقص شکلی چک استناد کند و از زیر بار مسئولیت رهایی پیدا کند. لیکن در زمینه‌ی جعل و نداشتن اهلیت دست او بسته است. یعنی اگر ثابت شود که امضای مضمون‌عنه جعل شده است، دارنده سند حق مراجعه به او را از دست می‌دهد، اما اگر این مضمون‌عنه ضامن داشته باشد، می‌تواند به ضامن رجوع کند. همین‌طور در صورتی که ثابت شود مضمون‌عنه محجور بوده است، دارنده چک حق مراجعه به مضمون‌عنه را دارا نیست، ولی می‌تواند به ضامن او رجوع کند و وجه سند را از او مطالبه نماید.[۱۴۰]
در رابطه با ماهیت و شرایط مسئولیت ضامن چک بین حقوقدانان اختلاف‌نظر دیده می‌شود. در این رابطه مطالب ذیل قابل توجه است:
به موجب ماده ۳۱۴ ق.ت: «صدور چک ولو اینکه از محلی به محل دیگر باشد، ذاتاً عمل تجاری محسوب نیست لیکن مقررات این قانون از ضمانت صادرکننده و ظهرنویس‌ها و اعتراض و اقامه‌ی دعوی ضمان و مفقود شدن راجع به بروات شامل چک نیز خواهد بود.»
وجود این ماده از قانون تجارت قاعدتاً باید ما را از این بی‌نیاز کند که در خصوص مسئولیت ضامن چک در مقایسه با ضامن برات، بحثی مستقل داشته باشیم. زیرا از ظاهر ماده می‌توان استنباط کرد که مقررات راجع به تعهد ضامن در چک همان است که در ق.ت. در بحث راجع به برات ذکر شده است. ولی در این مورد توسط برخی از حقوقدانان تردیدهایی شده که بیان خواهد شد.
در مورد اینکه آیا ضامن در چک نیز دارای «مسئولیت» تضامنی می‌باشد یا خیر باید بیان داشت: در حقوق فرانسه که قانون تجارت ایران از آن اقتباس شده است، مسئولیت ضامن چک از مقررات حاکم بر ضمانت در برات تبعیت می‌کند و بر این اساس مسئولیت تضامنی است.[۱۴۱] عده‌ای از اساتید حقوق تجارت معتقدند مطالعه مجموعه قانون‌های انتشار یافته و در دسترس نشان می‌دهد که قسمت دوم ماده ۳۱۴ ق.ت. (ضمانت ضامن در چک) با عبارات مختلف چاپ شده است. در واقع در ماده ۳۱۴، بعد از کلمه‌ی اقامه‌ی دعوا، حرف عطف «و» را اضافه کرده‌اند. در حالیکه در متن مصوّب مجلس این حرف وجود ندارد.[۱۴۲] امّا آیا وجود یا نبود «و» در ماده ۳۱۴ قانون تجارت ایران تأثیری در ماهیت تضامنی یا غیرتضامنی مسئولیت ضامن چک دارد یا خیر؟
عده‌ای از حقوقدانان معقدند عدم وجود حرف «و» به معنی این است که تعهد ضامن در چک دیده نشده و عبارت «اقامه‌ی دعوی ضمان» در متن ماده به معنی ضمانت صادرکننده و ظهرنویس است و نه ضامن.[۱۴۳] در حالیکه چه نزد اکثر مؤلفین و چه در رویه قضایی بر تعهد تضامنی ضامن در چک تاکید شده است.
اغلب نزدیک به اتفاق اساتید حقوق این گونه نظر داده‌اند که ضامن چک مسئولیت تضامنی دارد. در ذیل به ذکر دو مورد از آنها اشاره می‌شود.
«بدیهی است آن دسته از قواعد تعارض قوانین درباره‌ی برات که ناظر بر قانون قابل اعمالی بر قبولی برات است در خصوص چک مثل سفته مورد ندارد.» ولی دیگر قواعد حل تعارض قوانین ناظر بر شرایط شکلی و ماهوی چک مثل اهلیت امضاء‌کننده و ظهرنویسان … ، آثار تعهدات ناشی از چک، ضمانت، محل چک … ، و عنداللزوم طرح دعوی، حسب مورد می‌تواند در مورد این سند تجاری نیز قابلیت اعمال داشته باشد. [۱۴۴]
«امضاء برات و سفته و چک (از جانب ضامن) به تنهایی در حکم ضمانت است. این ضمانت همیشه جنبه تضامنی دارد، ولی ضامن فقط با کسی مسئولیت تضامنی دارد که از او ضمانت کرده است.»[۱۴۵]
اداره حقوقی قوه قضائیه در نظریه‌ی مشورتی شماره ۱۹۵/۷- ۲/۴/۱۳۷۲ بیان داشته: «امضاء شخص ثالث در ظهر سفته و برات یا چک عرفاً یعنی در عرف تجار و کسبه- ضمانت پرداخت وجه آن، توسط امضاءکننده محسوب و طبق ذیل ماده ۲۴۹ و ماده ۳۱۴ ق.ت. موجب مسئولیت تضامنی امضاءکننده ظهر چک خواهد بود. لیکن ضامن تنها با کسی مسئولیت تضامنی دارد که از او ضمانت کرده است (مضمون‌عنه) و در این مورد فرقی بین چک در وجه حامل یا در وجه شخص معین وجود ندارد.».
«…هرچند خواندگان ردیف های دوم و سوم دعوی نخستین به عنوان ضامن عملاً ظهر چک را امضاء نکرده اند ولی ضمانت آنان از صادرکننده چک محرز است زیرا ضامنین به موجب قرارداد عادی در تاریخ ۱۱/۷/۸۴ که نه تنها مصون از انکار و تکذیب مانده بلکه تجدیدنظرخواه به صحت آن اقرار کرده از صادرکننده چک و نسبت به همان چک از حیث وصول وجه آن ضمانت کرده اند و چون امضای ظهر چک به عنوان ضامن خصوصیتی ندارد بنابراین به استناد مواد ۴۰۳ و ۴۰۴ ق.ت. این ضمان تحقق یافته و تجدیدنظرخواه به عنوان یکی از ضامنین مکلف به پرداخت وجه آن می باشد…»(دادنامه ش ۵۹۱-۱۰/۹/۸۶ شعبه ۴۹ دادگاه تجدیدنظر استان تهران)
در انتها باید بیان داشت از آنجا که، به حکم ماده ۲۴۹ ق.ت. تعهد ضامن از تعهد مضمون‌عنه تبعیت کامل می‌کند، لذا، برای آنکه دارنده بتواند به ضامن رجوع کند، رعایت مهلتهای مقرر در ماده ۳۱۵ ق.ت. ضروری است. بعد از گذشت مهلتهای مقرر در این ماده، اگر ضامن از صادرکننده ضمانت کرده باشد و صادرکننده وجه چک را به محال‌علیه رسانده باشد ولی وجه به سببی که مربوط به محال‌علیه است از بین برود دارنده که حق رجوع به مضمون‌عنه را ندارد، حق مراجعه به ضامن را نیز از دست می‌دهد. در غیراینصورت صادرکننده مسئول است و همچنین است ضامن او.
اگر ضامن از ظهرنویس چک ضمانت کرده باشد، پس از گذشت مهلت‌های موضوع ماده ۳۱۵ ق.ت.، دارنده دیگر حق رجوع به او را نخواهد داشت.
۴- حدود مسئولیت امضاءکنندگان (مسئولیت تضامنی امضاءکنندگان چک)
ضمان در لغت به معنی مسئولیت، پاسخگویی، در برداشتن، پذیرفتن التزام، متعهد شدن، پاسخگویی در قبال اعمال و رفتار و گفتار است.
ماده ۲۴۱ ق.ت.، از طریق ماده ۳۱۴ همان قانون، مسئولیت تضامنی طولی را میان دسته‌ های پی‌درپی امضاءکنندگان پشت چک در نظر می‌گیرد.
پی بردن به مفهوم مسئولیت تضامنی مستلزم بررسی نهاد انتقال طلب در حقوق مدنی است.به عنوان مثال x به y بدهکار است و y به z.y طلب خود از x را به z حواله می دهد.در این انتقال هم x و هم y و هم z باید اعلام رضایت کنند.همچنین است اگر تبدیل تعهد صورت گیرد.ولی در انتقال طلب x نقشی ندارد و y طلب خود از x را به z منتقل می کند و z هم این انتقال را می پذیرد.در انتقال طلب فقط به x اطلاع می دهیم و نیازی به قبول او وجود ندارد.وقتی انتقال طلب انجام شد y از دور مسئولیت خارج می شود وz تنها می تواند به x مراجعه کند.اگر بخواهیم نهاد انتقال طلب را در اسناد تجاری جاری کنیم به x صادرکننده و به y ظهرنویس و به z دارنده می گوییم.
در مبحث اسناد تجاری قانونگذار از نهاد انتقال طلب در ظهرنویسی استفاده کرده است ولی تمام آثار انتقال طلب در ظهرنویسی صادق نیست.بنابراین اگر دارنده (z) نتواند حق خود را از صادرکننده (x) بگیرد می تواند به دیگر مسئولان قبلی یعنی ظهرنویسها (y) رجوع کند برخلاف انتقال طلب.البته قابل ذکر است که مسئول و بدهکار اصلی صادرکننده است.
بنابراین در مقایسه بین ظهرنویسی و انتقال طلب باید گفت : در مسئول قراردادن از نهاد انتقال طلب فاصله گرفته ایم ولی نه بطور کلی،زیرا اگر قرار بود بطور کلی از آن متمایز شود از همان ابتدا همه ی مسئولین را در یک سطح قرار داده و آنها را ضامن پرداخت وجه می دانستیم.در حالیکه اینطور نیست یعنی دارنده در ابتدا باید به مدیون اصلی (صادرکننده) رجوع کند (مطابق با مقررات انتقال طلب) و بعد اگر او به تعهد خود عمل نکرد و دارنده به حق خود نرسید می تواند به دیگر مسئولان مراجعه کند. [۱۴۶]
فی‌الواقع، از صادرکننده تا آخرین ظهرنویس، هر یک به میزان کل مبلغ منعکس در برگه، تعهد به تأدیه دارند. البته در این میان، صادرکننده، متعهد اصلی، و ظهرنویسان متعهدان فرعی ورقه مزبور قلمداد می‌شوند. در حالت وجود ضامن و ضامنان، آنها به حکم ذیل ماده ۲۴۹ ق.ت. به همان نحو مسئولیت دارند که مضمون‌‌عنه چک متعهد است. بنابراین دارنده وظیفه‌شناس می‌تواند از مسئولیت تضامنی صادرکننده، ظهرنویس و ضامن آنها بهره‌برداری کند. بدیهی است که دارنده کاهل حق مراجعه خود را به ظهرنویس و ضامن وی برابر مواد ۲۴۹، ۲۸۶ تا ۲۹۰ ق.ت. از دست می‌دهد و فقط حق رجوع به صادرکننده و ضامن وی به قوّت خود باقی می‌ماند. اشخاص اخیر در مقابل دارنده سهل‌انگار همواره مسئولیت تضامنی دارد.
حال اگر ضامن متعدد باشد به جای اجرای قاعده مدنی تساوی و تقسیم مسئولیت در ماده ۷۲۱ ق.م. دادگاه‌ها اصل تجاری ضم‌ذمه به ذمه را صحیحاً به اجرا در می‌آورند. همین‌طور امکان دارد صادرکننده چک را متعدد فرض کنیم. در عین حال می‌توان تصور نمود که دو یا چند نفر از راه ظهرنویسی جزئی یا وراثت، مالک مشاع در برگه بوده و با پشت‌نویسی خود ورقه را به شخص واحد انتقال دهند. دارنده سند نیز که بستانکار است می‌تواند از یک نفر بیشتر باشد. آیا میان این بدهکاران و یا بستانکاران از طریق قیاس به تعهد ضامنان متعدد، تضامن منفی و یا مثبت حکمفرماست یا خیر؟
باید متذکر شد که فعلاً در هر دو مورد بر اساس قاعده مدنی، تعهد و حق تجزیه شده و در آن قاعده تساوی به شرط عدم تصریح به تضامن قراردادی رعایت می‌گردد.
«حکم فزونی سهم هر کدام از بدهکاران یا طلبکاران بر دیگری با اصل عدم روبروست و نتیجه تعارض و تساقط این اصول برابری سهام است.» اما در حقوق بازرگانی اصل بر مسئولیت تضامنی امضاءکنندگان قرار دارد و شایسته است که بر این اساس، رویه‌های کنونی به تدریج تغییر یابد.[۱۴۷]
تصویر درباره بازار سهام (بورس اوراق بهادار)
دارنده چک در صورت پرداخت نشدن چک از طرف بانک و اعتراض، می‌تواند به هر کدام از مسئولین که بخواهد، منفرداً یا به تمام آنها مجتمعاً، رجوع نماید. همین حق را هر ظهرنویس نسبت به صادرکننده چک و ظهرنویس‌های ماقبل خود دارد. اقامه‌ی دعوا بر علیه یک یا چند نفر از مسئولین چک، موجب اسقاط حق رجوع به سایر مسئولین چک نیست. اقامه‌ کننده‌ی دعوی، ملزم نیست ترتیب ظهرنویسی را، از حیث تاریخ، رعایت کند.[۱۴۸]
سئوالی که ممکن است مطرح شود این است که آیا صادرکننده چک می‌تواند در ضمن صدور سند، عدم مسئولیت خویش را شرط نماید؟
حقوق اسناد تجاری، چنین شرطی را علی‌رغم عقلایی بودن، مخل به فلسفه‌ وجودی اسناد تجاری دانسته است. اسناد تجاری باید قابلیت جایگزینی پول را داشته باشند. اما شرط عدم مسئولیت صادرکننده چک به منزله‌ی تردید صادرکننده در امکان وصول طلب بوده و چنین سندی در خور قرار گرفتن در شمول اسناد تجاری جایگزین پول نخواهد بود.[۱۴۹]
بند ششم: تعیین خواسته و بهای آن
آنچه را که مدعی از دادگاه تقاضا می‌کند خواسته نامیده‌اند.[۱۵۰]
خواسته خواهان باید در دادخواست در قسمت مربوط آن، دقیقاً مشخص شده باشد،در غیر اینصورت دادخواست با قرار رفع نقص که از طرف دادگاه صادر می‌شود توقیف خواهد شد.
افزون بر خواسته بهای آن نیز عندالاقتضا باید در دادخواست تصریح شود. «… مگر آنکه تعیین بها ممکن نبوده و یا خواسته، مالی نباشد.» (بند ۳ ماده ۵۱ ق.آ.د.م.).
تعیین بهای خواسته در واقع، به مفهوم مشخّص نمودن ارزش ریالی یا تقویم آن به ریال، وجه رایج کشور، می‌باشد. بنابراین در تمام مواردی که خواسته وجه رایج ایران است تقویم آن موضوعاً منتفی بوده و نوشتن مبلغ مورد تقاضا کفایت می کند. همین مبلغ را قانونگذار، با مسامحه، بهای (قیمت) خواسته شمرده که در واقع میزان آن است.نکته ای که قابل ذکر است اینکه اگر وجه مندرج در چک وجه رایج نبوده باشد (چکهای ارزی) بحث بهای خواسته مطرح می شود و خواهان مکلف است بر اساس نرخ رسمی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران در تاریخ تقدیم دادخواست آنرا مورد ارزیابی قرار داده و بهای آن را در دادخواست قید نماید.ضمناً در موردی که وجه مندرج در چک وجه رایج نباشد خواهان باید همان نوع ارزی را که موضوع دعوا یا سند تجاری بوده مورد مطالبه قرار دهد و طبیعتاً چنانچه دادگاه دعوای خواهان را محمول بر صحت دانست،خوانده را به پرداخت همان واحد پولی محکوم نماید.
به موجب مادّه ۶۱ ق.آ.د.م. «بهای خواسته از نظر هزینه دادرسی و امکان تجدید نظرخواهی همان مبلغی است که در دادخواست قید شده است، مگر اینکه قانون ترتیب دیگری معیّن کرده باشد».
در دعوای حقوقی مربوط به چک خواسته عبارت است از مطالبه وجه (مبلغ) مندرج در چک به انضمام کلیه‌ی خسارات قانونی اعم از هزینه‌ی دادرسی، حق الوکاله‌ی وکیل و خسارات تأخیر تأدیه و همچنین بدواً صدور قرار تأمین خواسته.
با توجه به مالی بودن دعوای مزبور خواسته نیاز به تقویم ندارد و اعتراض نسبت به آن مطرح نمی‌شود.
در ذیل هر یک از خواسته‌های مزبور به طور جداگانه بررسی می‌شود.
۱- هزینه دادرسی و اعسار از پرداخت آن
دادخواهی و احقاق حق علی‌الاصول، مستلزم پرداخت هزینه است، این هزینه در ابتدا خواهان(دارنده چک) باید پرداخت نماید امّا چنانچه در دعوا پیروز گردید با حکم دادگاه، به درخواست وی از خوانده قابل استرداد می‌باشد.[۱۵۱]
با بهره گرفتن از ماده ۵۰۲ ق.آ.د.م. هزینه دادرسی عبارت است از هزینه‌ی برگهایی که به دادگاه داده می‌شود به اضافه هزینه‌ی قرار و احکام.[۱۵۲]
بر اساس مقررات شرعی و احکام فقهی،قضاوت یک وجوب شرعی است که نمی توان برای آن حق الزحمه گرفت و از نظر عرفی نیز با توجه به اینکه دولت از مردم مالیات می گیرد تا به آنها خدمت ارائه دهد،اساساً نباید در قبال فصل خصومت،هزینه ای را بر طرفین دعوا تحمیل کند.بنابراین با اینکه اصل بر مجانی بودن دادرسی است اما قوانین موضوعه اصل را بر مجانی نبودن دادرسی قرار داده‌اند.[۱۵۳] زیرا مخالفین مجانی بودن دادرسی معتقدند مجانی بودن مطلق دادرسی سبب می‌شود که مردم دعاوی بی‌اساس را در دادگاه مطرح کرده و وقت دادرسان گرفته، نگذارند که آنان به دعاوی اشخاص مستحق و مظلوم رسیدگی کنند.[۱۵۴]
در بند یک ماده ۵۳ ق.آ.د.م. عدم تأدیه هزینه دادرسی یا ناقص بودن آن یکی از موجبات نقص دادخواست دانسته شده است. در این که میزان تمبر دادخواست و پیوست‌های آن باید به چه میزان باشد در حال حاضر و به موجب بخشنامه جدید مصوب ۱۶/۱/۸۹ تعرفه‌ی خدمات قضایی عبارتند از:
۱- تقدیم دادخواست پنجاه‌ هزار ریال (۰۰۰/۵۰ ریال).
۲- بهای اوراق دادخواست برای هر برگ پنج هزار ریال (۰۰۰/۵ ریال)
۳- طرح دعوای مالی: تا ده میلیون ریال ۵/۱ درصد خواسته و بیش از ده میلیون ریال ۲ درصد نسبت به مازاد. (البته دعاوی در صلاحیت شورای حل اختلاف یعنی دعاوی مالی تا خواسته ۵۰ میلیون ریال در شهرهای بزرگ و ۳۰ میلیون ریال در روستاها هزینه دادرسی ۳۰ هزار ریال است.)
۴- تجدید نظرخواهی از حکم مالی در دادگاه تجدیدنظر ۳% درصد محکوم به
۵- واخواهی از حکم غیابی: ۳% درصد محکوم‌به:
۶- فرجام‌خواهی از حکم مالی: نسبت به ده میلیون ریال ۳% و نسبت به مازاد ۴% درصد محکوم‌به.
۷- اعتراض ثالث نسب به حکم مالی: نسبت به ده میلیون ریال ۳% و نسبت به مازاد ۴% محکوم به.
۸- درخواست تأمین دلیل و تأمین خواسته پنجاه هزار ریال (۰۰۰/۵۰ ریال)
۹- هزینه درخواست تجدیدنظر از قرارهای قابل تجدیدنظر در دادگاه و دیوان عالی کشور پنجاه‌ هزار ریال (۰۰۰/۵۰ ریال)
۱۰- هزینه تطبیق اوراق با اصل آنها دوهزار ریال (۰۰۰/۲ ریال)
۱۱- هزینه ابلاغ اظهارنامه و واخواست نامه در هر مورد ده هزار ریال (۰۰۰/۱۰ ریال)[۱۵۵]
نکته ۱- مطالبه ضرر و زیان ناشی از جرم مستلزم تقدیم دادخواست با رعایت شرایط آن و پرداخت هزینه دادرسی است.
نکته ۲- به موجب ماده ۵۰۴ ق.آ.د.م. ، هرگاه دعوی اعسار خواهان نسبت به هزینه دادرسی پذیرفته شود از پرداخت هزینه دادرسی معاف می‌شود.[۱۵۶]
هزینه دادرسی به صورت الصاق و ابطال تمبر و یا واریز وجه به حساب خزانه (دادگستری) پرداخت می‌گردد. (ماده ۵۰۳ ق.آ.د.م.)
معسر از هزینه دادرسی کسی است که به واسطه کافی نبودن دارایی یا دسترسی نداشتن به مال خود به طور موّقت، قادر به تأدیه آن نیست. [۱۵۷] (ماده ۵۰۴ ق.آ.د.م.) دعوای اعسار به موجب دادخواست جداگانه و نیز ضمن دادخواست نخستین یا تجدیدنظر یا فرجام قابل طرح است، امّا اظهارنظر در مورد اعسار از هزینه تجدیدنظرخواهی و یا فرجام‌خواهی با دادگاهی است که رأی تجدیدنظر خواسته و یا فرجام خواسته را صادر نموده است (ماده ۵۰۵ ق.آ.د.م.). این دعوا به موجب ماده ۵۰۶ ق.آ.د.م. با شهادت شهود نیز قابل اثبات می‌باشد. در این صورت شهادت باید کتبی بوده و در شهادت‌نامه مشخصّات، شغل، وسیله امرار معاش مدّعی اعسار و نداشتن تمکّن مالی او برای تأدیه هزینه دادرسی با تعیین مبلغ آن باید تصریح شود. البته دادگاه می‌تواند در صورتی که حضور شهود را در جلسه‌ی دادرسی لازم بداند به مدّعی اخطار نماید تا شهود خود را در جلسه حاضر نماید (ماده ۵۰۷ ق.آ.د.م.)
هیج یک از شرکتهای تجارتی نمی‌توانند در دعاوی خود با دیگران ادعای اعسار از هزینه دادرسی نمایند. شایان ذکر است، اشخاص حقوقی نمی‌توانند از پرداخت هزینه دادرسی ادعای اعسار نمایند و باید دادخواست ورشکستگی بدهند. [۱۵۸]
اعسار دو حالت دارد: اعسار از هزینه دادرسی و اعسار از محکوم‌به که هر دوی اینها نیاز به تقدیم دادخواست دارد. دادخواست اعسار از هزینه دادرسی باید به طرفیت دادستان و طرف دعوا تقدیم گردد. دادخواست اعسار از محکوم‌به را باید به طرفیت محکوم‌له پرونده تنظیم کرد. رسیدگی در اعسار فوری است. مدیر دفتر دادگاه مکلّف است در ظرف دو روز از تاریخ رسید دادخواست اعسار پرونده را به نظر دادرس دادگاه برساند.مدیر دفتر در عین حال نسخه‌های دادخواست و پیوست‌های آن را برای دادستان و طرف دعوای اصلی ارسال و ضمناً روز جلسه دادرسی را تعیین و به آنها و به خود خواهان ابلاغ می کند.[۱۵۹]
به استناد ماده ۵۰۷ ق.آ.د.م. حکم صادره در مورد اعسار در همه حال حضوری است. از رأی وحدت رویه شماره ۶۶۲ مورخ ۲۹/۷/۱۳۸۲ می‌توان نتیجه گرفت که حکم اعسار از هزینه دادرسی نیز غیرمالی و قابل تجدیدنظر خواهد بود.

آزمون t یا t-test آزمونی است که برای معنادار بودن ضریب همبستگی انجام می گیرد. r ضریب همبستگی خطی است که شدت همبستگی بین دو متغیر X و Y را در نمونه اندازه گیری می کند، پسr یک آماره نمونه است. اما ρ ضریب همبستگی خطی است که شدت همبستگی بین X و Y در جامعه را اندازه گیری می کند. پس ρ یک پارامتر جامعه است. در نتیجه ضریب همبستگی محاسبه شده از نمونه(r ) برآوردی از ضریب همبستگی جامعه خواهد بود. گاهی ممکن است که دو متغیر X و Y هیچ گونه وابستگی خطی نداشته باشند و ضریب همبستگی این دو متغیردر جامعه برابر با صفر باشد ولی ضریب همبستگی محاسبه شده در نمونه کمیت غیرصفر را نشان دهد. برای روشن شدن موضوع باید آزمون t را انجام داد. در تحقیق حاضر نیز به منظور معنادار بودن ضریب همبستگی محاسبه شده از نمونه و امکان تعمیم آن به کل جامعه از آزمون t استفاده شده است.

۳-۹-۱۳ آماره دوربین-واتسن

در آمار، آماره دوربین-واتسن (Durbin–Watson statistic ) یک آماره آزمون میباشد که برای بررسی وجود خود همبستگی ( autocorrelation=رابطه بین مقادیر که با تاخیر(lag) زمانی مشخص از یکدیگر جدا شده اند) بین بافیمانده ها در تحلیل رگرسیون استفاده می گردد. مقدار این آماره همواره بین ۰ تا ۴ قرار میگیرد که آستانه های مورد پذیرش آن به صورت زیر است:
مقدار ۲ برای این آماره نشانگر عدم وجود خود همبستگی میباشد که حالت مطلوب در فرضیات اصلی مربوط به باقیمانده ها در تحلیل رگرسیون می باشد. اصلا مقدار کمتر از ۲ همبستگی پیاپی مثبت (نوعی همبستگی پیاپی می باشد که در آن مقدار باقیمانده مثبت برای یک مشاهده شانس مثبت بودن باقیمانده مشاهده دیگر را افزایش میدهد و بالعکس )و مقدار بیشتر از ۲ این آماره همبستگی پیاپی منفی را در بین باقیمانده نشان میدهد. لازم به ذکر است مقدار آماره آزمون اگر کمتر از ۱.۵ یا بیشتر از ۲٫۵ باشد زنگ هشدار برای وجود خود همبستگی مثبت یا منفی بین باقیمانده می باشد.
فصل چهارم
تخمین و یافته­ های پژوهش
۴-۱- مقدمه
در فصل چهارم به بررسی الگوهای ارائه شده و تفسیر نتایج پرداخته می­ شود. در این مطالعه مدل­های برآورد شده براساس داده ­های ترکیبی است، از این رو ابتدا بایستی از مانا بودن متغیرها از طریق آزمون­های مانایی مختص داده ­های تلفیقی اطمینان حاصل کرد. پس از حصول اطمینان از مانا بودن داده ­ها، مدل­ها برآورد و تفسیر می­شوند. در برآورد مدل­ها براساس رویکرد داده ­های تلفیقی ابتدا به منظور تعیین Pool یا Panel بودن مدل از آزمون F لیمر استفاده می­ شود و در مرحله بعد آزمون هاسمن به منظور تعیین روش اثرات ثابت و یا روش اثرات تصادفی انجام می­ شود و در نهایت به منظور بررسی رابطه بلندمدت بین متغیرهای مدل، از آزمون هم­جمعی کاو استفاده می­ شود.
۴-۲-آمار توصیفی
در تجزیه و تحلیل توصیفی[۵۷]، با بهره گرفتن از جداول و شاخص ­های آمار توصیفی نظیر شاخص ­های مرکزی[۵۸] و پراکندگی[۵۹] به توصیف داده ­های جمع­آوری شده پژوهش ­پرداخته می­ شود. این امر به شفافیت و توضیح داده ­های پژوهش کمک بسیاری می­ کند. نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل توصیفی داده ­ها در جداول (۴-۱) و (۴-۲) ارائه شده است.
تعداد مشاهدات پژوهش حاضر ۵۶۰ سال- شرکت است. این مشاهدات حاصل از ترکیب داده‌های ۱۱۲ شرکت پذیرفته شده در بورس به­عنوان داده ­های مقطعی در طول ۶ سال(۱۳۸۷ تا ۱۳۹۲)، بعنوان دوره مورد مطالعه می­باشد.
اصلی­ترین شاخص مرکزی، میانگین است که نشان­دهنده نقطه تعادل و مرکز ثقل توزیع است. میانه نشان می­دهد که نیمی از داده ­ها کمتر از این مقدار و نیمی دیگر بیشتر از این مقدار هستند. به طور کلی پارامترهای پراکندگی، معیاری برای تعیین میزان پراکندگی داده ­ها از یکدیگر یا میزان پراکندگی آن­ها نسبت به میانگین است. از مهم­ترین پارامترهای پراکندگی، انحراف معیار است. میزان عدم تقارن منحنی فراوانی را چولگی می­نامند. اگر ضریب چولگی صفر باشد، جامعه کاملا متقارن است و چنانچه این ضریب مثبت باشد چولگی به راست و اگر ضریب منفی باشد چولگی به چپ دارد. ضریب کشیدگی میزان کشیدگی منحنی فراوانی را نسبت به منحنی نرمال استاندارد نشان می­دهد.اگر کشیدگی حدود سه باشد، یعنی منحنی فراوانی از لحاظ کشیدگی وضع متعادل و نرمالی دارد، اگر این مقدار بزرگتر از عدد ۳ باشد منحنی برجسته و اگر کمتر از عدد ۳ باشد منحنی پهن می­باشد. آماره جارک­برا و سطح احتمال مربوط به آن، نرمال یا غیرنرمال بودن توزیع داده ­ها را نشان ­می­دهد. چنانچه سطح احتمال مربوط به آماره جارک-­برا برای مشاهدات مربوط به یک متغیر، بیشتر از ۰۵/۰ یا به عبارتی (p-value>0.05) باشد، این نتیجه نشان دهنده نرمال بودن توزیع متغیر موردنظر می­باشد.
برای مثال با توجه به جدول (۴-۱)، متوسط تغییرات حسابهای دریافتنی شرکت­های نمونه برابر با ۰۹۴۷۹۳/۰ است. میانه برای این متغیر برابر با ۰۷۶۱۵۵/۰ شده است. کمترین و بیشترین میزان این متغیر نیز در کل بازه زمانی مورد مطالعه به ترتیب برابر با ۵۶۲۴/۰ و ۰۰۰۰/۰ می باشد. انحراف معیار که معیاری برای تعیین میزان پراکندگی داده ­هاست، معادل ۰۷۴۳/۰ شده است. با توجه به ضریب کشیدگی (۹۴۴۳۴/۱۰)، منحنی برجسته­تر از توزیع نرمال و با توجه به ضریب چولگی (۳۱۸۸۱۹/۲)، منحنی چوله به راست می­باشد. آماره جارک­برا و سطح احتمال مربوط به آن نشان دهنده نرمال یا غیرنرمال بودن توزیع داده ­هاست، که با توجه به نتایج حاصل از این آماره و سطح احتمال (prob<0.05) در جداول ذیل، تمامی متغیرهای مدل دارای توزیع غیرنرمال می­باشند، اما با توجه به قضیه حد مرکزی اگر یک نمونه تصادفی n تایی از یک جامعه غیرنرمال با میانگین و انحراف معیار انتخاب شود توزیع نمونه، تقریبا به صورت نرمال توزیع میل خواهد کرد. وقتی n بزرگ شود غیرنرمال به نرمال تبدیل می­ شود .به عبارتی در قضیه حد مرکزی هر گاه اندازه نمونه به قدر کافی بزرگ شود انتظار می­رود که تخمین­زننده دارای یک توزیع نرمال (البته به طور تقریبی) در نمونه گیری ­های مکرر باشد. اهمیت قضیه حد مرکزی در این است که این احساس عمومی را که بسیاری از متغیرهای تصادفی در حالت طبیعی خود دارای توزیعی همانند توزیع نرمال است را قوت می­بخشد(درخشان، ۱۳۸۶). با توجه به اینکه در این تحقیق حجم نمونه ۱۱۲ شرکت و بیشتر از حداقل حجم نمونه موردنیاز برای برقراری قضیه حد مرکزی یعنی حداقل ۳۰ نمونه می­­باشد و از طرفی تعداد مشاهدات در این مطالعه تقریبا زیاد و ۵۶۰ مشاهده(سال- شرکت) برای هر متغیر می­باشد، بنابراین می­توان گفت که توزیع تمامی متغیرها به سمت توزیع نرمال میل می­ کنند.
جدول(۴-۱) تحلیل توصیفی متغیرهای مدل

متغیرهای مدل متغیر
آمار توصیفی
تغییرات در موجودی کالا
DGS) )
(میلیون ریال) تغییرات حسابهای پرداختنی
(DAP)
(میلیون ریال) تغییرات حسابهای دریافتنی (DAR)
(میلیون ریال)
۳۰۵۳/۰ ۰۸۱۱/۰
برای

اگر π برابر صفر باشد، بدین معنی است که هم­جمعی وجود ندارد. این همان مدلی است که در روش باکس-جنکینز[۵۵] بطور ضمنی وجود دارد. در صورتی­که متغیرها I(1) باشند؛ به آسانی با تفاضل گرفتن از متغیرها مشکل حل می­ شود.
اگر π مرتبه کامل داشته باشد، آنگاه تمام ytها باید پایا باشند چون متغیرهای سمت چپ و راست معادله بالا پایا هستند.
مورد جالب توجه زمانی است که π کمتر از مرتبه کامل است اما برابر صفر نیست. این حالتی است که هم­جمعی وجود دارد. در این حالت π می­توان نوشت π= αβ’ ( که β متناظر با ماتریس هم­جمعی است). α و β ماتریس­های n×r هستند. توجه کنید که α و β تبدیل­های نامنفرد هستند، چون برای هر ماتریس F نامنفرد داریم π= αβ’= αF-1(βF’)’. فقدان شناسایی گاهی اوقات می ­تواند نتایج را برای تحلیل هم­جمعی چند متغیره، جهت تفسیر و یافتن راه مناسب نرمال­سازی β (و بنابراین α) ناممکن سازد که اغلب دشوارترین بخش کار است. از α بعنوان «سرعت تعدیل به­سمت تعادل» یاد می­ شود (مون و سورنسن[۵۶]، ۱۹۹۶).
۳-۳-۴- آزمون­های هم­جمعی
۳-۳-۴-۱- آزمون انگل-گرنجر
یکی از معروف­ترین آزمون­های هم­جمعی توسط انگل و گرنجر[۵۷] (۱۹۸۷) معرفی شده است که بر اساس رگرسیون زیر است (هردوی xt و yt جمعی از مرتبه یک I(1) هستند).
yt = θ’xt + et (۱۰-۳)
با توجه به اینکه توزیع مجانبی θ استاندارد نیست، انگل و گرنجر آزمونی جهت برآورد با بهره گرفتن از روش حداقل مربعات معمولی (OLS) پیشنهاد کردند و آزمون پایایی (دیکی-فولر) را برای جمله اخلال زیر انجام دادند.
توجه نمایید که با توجه به فرضیه صفر آزمون ریشه واحد، فرضیه صفر آزمون هم­جمعی مبنی بر عدم هم­جمعی خواهد بود. چون مقدار واقعی θ مشخص نیست و ما از برآورد آن استفاده می­کنیم، مقادیر بحرانی دیکی-فولر برای آزمون پایایی جمله اخلال مناسب نیست. لذا انگل و گرنجر مقادیر بحرانی دیکی-فولر را برای آزمون هم­جمعی محاسبه نمودند.
۳-۳-۴-۲- آزمون دوربین-واتسون رگرسیون هم­جمعی[۵۸]
آزمون دوربین-واتسون رگرسیون هم­جمعی، روشی دیگر برای پی بردن به هم­جمع بودن دو متغیر است. در این آزمون، فرضیه صفر آن است که فرایند جملات اخلال رگرسیون (et) گام تصادفی و ناپایاست، یعنی:
et = et-1 + vt vt ~ IN(0,σ۲) (۱۲-۳)
و فرضیه مقابل عنوان می­ کند که جملات اخلال دارای فرایند خودتوضیح مرتبه اول و پایا است.
et = ρet-1 + vt vt ~ IN(0,σ۲) , |ρ|˂۱ (۱۳-۳)
روش انجام این آزمون به این صورت است که از کمیت آماره آزمون دروبین-واتسون مربوط به رگرسیون هم­جمعی برای این آزمون که دوربین-واتسون (d) برابر صفر است، استفاده می­ شود. فرضیه صفر، d=0 و فرضیه مقابل d˃۰ است.
کمیت­های بحرانی مربوط به این آزمون توسط سارگان و بارگاوا[۵۹] محاسبه شده است. اگر کمیت آماره آزمون دوربین-واتسون مربوط به رگرسیون هم­جمعی کمتر از مقادیر بحرانی بود، فرضیه صفر پذیرفته می­ شود، یعنی جملات اخلال ناپایا و گام تصادفی است. در نتیجه متغیرهای الگوی مورد نطر هم­جمع نیستند و یک رابطه تعادلی با مفهومی بین آنها در بلندمدت برقرار نیست (نوفرستی، ۱۳۸۷).
۳-۳-۴-۳- متدولوژی یوهانسون
بهترین روش برای آزمون ریشه واحد با بهره گرفتن از سیستم برآوردگر حداکثر درستنمایی (ML) یوهانسون[۶۰] (۱۹۹، ۱۹۹۱) است که آزمونی برای قیود هم­جمعی در یک مدل VAR است. برآوردگر یوهانسون بطور مجانبی برآوردهای کارایی از بردارهای هم­جمعی (βها) و پارامترهای تعدیل (αها) می­دهد.
روش یوهانسون، یک برآوردگر حداکثر درستنمایی است که مدل رتبه کاهیده نیز نامیده می­ شود. با یک مدل خودتوضیح AR(K) شروع می­کنیم.

که با فرض هم­جمعی مرتبه k بصورت زیر نوشته می­ شود.
که α و β هردو p×k هستند. تعداد پارامترها در این مدل نامقید برابر p + kp2 + p(p+1)/2 است. در نظر بگیرید و .
ماتریس گشتاور بصورت زیر تعریف می­ شود.
ابتدا Zit راروی Z1t رگرس کرده، جملات خطا را Rit قرار می­دهیم. این، خالص شده Δyt و yt-k پارامترهای کوتاه­مدت است که متناظر با اخلال[۶۱] در رابطه هم­جمعی است. مجموع مجذور خطای رگرس کردن Z0 و Zk بر Z1 با Sij نشان داده می­ شود، بعبارتی
برآوردگر حداکثر درستنمایی α و β تابعی از این جملات اخلال است. یوهانسون (۱۹۸۸، ۱۹۹۱) نشان داد که با انتنخاب بردار ویژه که بردارهای ویژه معادلات نرمال­شده زیر هستند.
بطوری­که و مقادیر ویژه متناظر . هم­جمعی از مرتبه r دلالت دارد که در حالی­که (چون مقادیر ویژه برآورد شده، متغیرهای تصادفی پیوسته هستند که با احتمال یک مخالف صفر هستند). کاملا روشن است که ما به دنبال بردارهای ویژه متناظر با مقادیر ویژه غیرصفر در برآوردگرهای بردارهای هم­جمعی هستیم.
به منظور پیدا کردن این مقادیر ویژه، معادله (۳-۱۸) را در (با بهره گرفتن از فاکتورگیری چولسکی) ضرب کرده و داریم
توجه نماید که این مسئله استاندارد مقدارویژه­ای است که برنامه ­هایی شبیه گاوس قادر به حل آنها می­باشد. بردارهای ویژه (ui) که گاوس می­دهد، نرمال شده هستند بطوری­که ui‘ui =۱ .
به منظور تفسیر ای معادلات، به یاد داشته باشید که حداقل مربعات از رگرس کردن R0t بر Rkt بدست آمده است. بنابراین برآورد حداقل مربعات π برابر است با
توجه نمایید که
تابع حداکثر درستنمایی برابر است با
توجه نماید این یک تابع مقادیرویژه برآوردشده است که تمام مقادیرویژه بجز بزرگترین r بردارویژه برابر صفر هستند. برای مثال آزمون وجود یک بردار هم­جمعی در برابر هیچ بردار هم­جمعی شامل آزمون این مسئله خواهد بود که بزرگترین مقدارویژه بطور معنی­داری مخالف صفر است. همچنین یوهانسون دریافت که
آماره آزمون نسبت درستنمایی H برای این فرضیه که از رتبه r است در برابر مدل نامقید که π از رتبه کامل p است، برابر است با
توجه کنید فرضیه صفر در اینجا این است که (p-r) ریشه واحد وجود دارد. این آماره آزمون اغلب به­عنوان آماره «اثر[۶۲]» شناخته می­ شود. انتظار می­رود این آماره نزدیک به صفر باشد اگر حداکثر r بردار هم­جمعی وجود داشته باشد.
آزمون دیگری که اغلب مورد استفاده قرار می­گیرد، آزمون حداکثر مقدارویژه یا λ-max است که شامل این ایده است که اگر r+1 امین مقدارویژه صفر باشد، آنگاه تمام مقادیرویژه کوچکتر نیز صفر هستند. در این آزمون، r+1 بردار هم­جمعی در برابر r بردار هم­جمعی آزمون می­ شود(مون و سورنسن[۶۳]، ۱۹۹۶).
۳-۴- توابع واکنش آنی[۶۴]
همواره تقابل اثر تغییر یک متغیر بر متغیرهای دیگر، از جمله موضوعات مورد توجه مطالعات بوده است. در مدل­های VAR تغییرات در متغیرها توسط جملات اخلال غیرصفر اعوا می­ شود، یعنی توسط شوک­هایی که می ­تواند تفسیر ساختاری داشته باشد، اگر محدودیت­های ساختاری شناسایی به درستی اعمال شده باشد. از این رو جهت مطالعه روابط بین متغیرها، اثرات جملات اخلال غیرصفر یا شوک­های وارده بر سیستم بررسی می­ شود. این نوع تحلیل به عنوان تحلیل واکنش تکانه­ای شناخته می­ شود که در آن اثرات شوک وارده بر یک متغیر را بر سایر متغیرها بررسی می­نماید.
شکل خلاصه شده مدل VAR زیر را درنظر بگیرید.
تکانه­ها یا شوک­ها، بواسطه بردار جملات خطا وارد می­شوند. یک جز غیرصفر ut متناظر با تغییر معادل در متغیر وابسته سمت چپ است که در آن تغییرات آتی در سایر متغیرهای سیستم در دوره­ های آتی نشان داده خواهد شد. اثر نهایی یک عنصر غیرصفر در ut را براحتی می­توان با تبدیل نمایش VAR و بررسی میانگین متحرک متناظر بدست آورد. با نادیده گرفتن روند قطعی که اهمیتی چندانی برای تحلیل واکنش تکانه­ای ندارد، داریم:
که در آن و ماتریس ضرایب (K×K) هستند. اثر نهایی yn,t+j بواسطه تکانه umt، برابر (n,m) درایه ماتریس ضرایب می­باشد. از اینرو عناصر ماتریس ضرایب () نشان دهنده واکنش به اخلال ut خواهند بود.
اگر فرایند VAR باثبات باشد و yt شامل متغیرهای پایا باشد، وجود معادله (۳-۹) حتمی است. در صورتی که در حالی­که j→∞ ، اثر یک تکانه، گذراست. اگر yt دارای اجزا ناپایا (I(1)) باشد، جمله میانگین متحرک (MA) در عبارت (۳-۹) وجود نخواهد داشت. بهرحال برای هر j متناهی، ماتریس ضرایب () را می­توان محاسبه نمود. بنابراین واکنش تکانه­ای برای فرایندهای ناپایا (I(1)) نیز قابل محاسبه است. برای چنان فرایندهایی اثرات نهایی یک شوک، منجر به تغییرات دائمی در برخی یا همه متغیرهای سیستم می­ شود.
۳-۵- تجزیه واریانس[۶۵]
تجزیه واریانس ابزاری برای تفسیر مدل­های خودتوضیح برداری است. تجزیه واریانس نشان می­دهد که تغییرات مقادیر هر متغیر تا چه اندازه تحت تاثیر سایر متغیرهاست. یا بعبارتی هریک از متغیرها، تا چه اندازه قادر به توضیح نوسانات یک متغیر خاص هستند. این ابزار تعیین می­ کند واریانس خطای پیش ­بینی هر متغیر تا چه اندازه می ­تواند توسط شوک­های برون­زای سایر متغیرها، توضیح داده می­ شود.
برای محاسبه واریانس خطای پیش­بینی، مدل خودتوضیح برداری مرتبه p زیر را در نظر بگیرید

این مدل می ­تواند به صورت یک مدل خودتوضیح برداری مرتبه ۱ بصورت زیر نوشته شود:

که در آن

میانگین مجذور خطای پیش ­بینی مرحله hام متغیر j برابر است با
که
ej ستون jام از IK و اندیس jj نشان­دهنده عناصر ماتریس است.
θi = P که P ماتریس پایین مثلثی بدست آمده از تجزیه چولسکی است بطوریکه که ماتریس کوواریانس خطای ut است.
که J = ، بطوریکه J ماتریس قطری k در kp است.
مقدار واریانس خطای پیش ­بینی متغیر j بواسطه شوک­های برون­زای متغیر k با wjk,k مشخص شده است (لوتکپل[۶۶]، ۲۰۰۷).
۳-۶- مفاهیم پایایی – ناپایایی در سری های زمانی
هر سری زمانی می ­تواند حاصل یک فرایند تصادفی باشد و در فرایند تصادفی هر کدام از متغیرها دارای یک توزیع نرمال است. فرایندهای تصادفی به دو دسته تقسیم می شوند :
فرایندهای پایا یا ایستا
فرایندهای ناپایا یا ناایستا
به طورکلی یک فرایند تصادفی را وقتی پایا می­نامیم که میانگین و واریانس آن طی زمان ثابت باشد و ارزش کوواریانس بین مؤلفه­ های دوره­ های مختلف تنها به تعداد وقفه­های موجود بین دو دوره مذکور بستگی داشته باشد و نه به زمان واقعی که کوواریانس در آن محاسبه شده است.
در اغلب تجزیه و تحلیل­های کوتاه­مدت قبل از آنکه متغیرهای مدل را در تخمین وارد کنند، ابتدا با بهره گرفتن از روش­های تفاضل­گیری متغیرهای ناپایا را به متغیرهای پایا تبدیل کرده و یا به مفهوم دیگر روند را از متغیر جدا می­سازند؛ با این وصف با توجه به اینکه اکثر متغیرهای اقتصادی از نوع متغیرهای ناپایا هستند این عمل باعث نادیده گرفتن اطلاعات با ارزش بلندمدت می­ شود.
عکس مرتبط با اقتصاد
بر اساس نتایج تحقیقاتی نیوبلند – گرنجر (۱۹۹۷)[۶۷] زمانی که در یک مدل رگرسیون­، یک متغیر ناپایا با فرض اینکه از نظر تئوریکی بین دو سری زمانی مذکور رابطه­ای وجود نداشته باشد کنار هم قرار گیرند؛ بر اساس روش­های معمول تخمین معادلات رگرسیونی احتمال برقراری یک رابطه قوی بین دو سری، بسیار قوی می باشد، این رابطه آماری در ادبیات اقتصادسنجی به یک ارتباط کاذب[۶۸] معروف است.
۳-۷- آزمون­های ایستایی
به­ کارگیری روش­های سنتی و معمول اقتصادسنجی در برآورد ضرایب الگو با بهره گرفتن از داده ­های سری زمانی بر این فرض استوار است که متغیرهای الگو پایا[۶۹] هستند. یک متغیر سری زمانی وقتی پایا است که میانگین، واریانس، کوواریانس و ضرایب خود همبستگی آن در طول زمان ثابت باقی بماند. اگر متغیرهای سری زمانی مورد استفاده در الگو ناپایا[۷۰] باشند، در عین حالی که ممکن است هیچ رابطه با مفهومی بین متغیرهای الگو وجود نداشته باشد، می تواند ضریب تعیین R2 به دست آمده آن بسیار بالا باشد و موجب شود محقق به استنباط­های غلطی در مورد میزان ارتباط بین متغیرها کشانیده شود، و در نتیجه منجر به رگرسیون کاذب شود. از این رو، قبل از استفاده از این متغیرها لازم است که پایایی یا عدم پایایی آنها را آزمون کرد. برای بررسی پایایی و ناپایایی متغیرها از آزمون­های مختلفی استفاده می شود که به برخی از آنها اشاره می شود.
۳-۷-۱- آزمون ایستایی بر اساس نمودار همبستگی نگار[۷۱]
آزمونی ساده برای ساکن بودن بر اساس تابع خود همبستگی[۷۲] (ACF) است. ACF در وقفه k با نشان داده می­ شود و به صورت زیر تعریف می­گردد.
دقت کنید که اگر ۰= k باشد ، آنگاه ۱ = است.
از آنجا که کوواریانس و واریانس، هر دو با واحدهای یکسانی اندازه گیری می­شوند ، یک عدد بدون واحد یا خالص است . به عبارتی ضرایب همبستگی بین ۱- و ۱+ قرار دارد .
از آن جا که عملاً تنها یک تحقق واقعی (یعنی یک نمونه) از یک فرایند تصادفی را داریم، بنابراین تنها می­توانیم تابع خود همبستگی نمونه، را به دست آوریم. برای محاسبه این تابع باید ابتدا کوواریانس نمونه در وقفه k ، یعنی و سپس واریانس نمونه را محاسبه نماییم که به صورت زیر تعریف می شوند .
که در آن n حجم نمونه و میانگین نمونه است .
بنابراین تابع خود همبستگی نمونه در وقفه k عبارت است از :
که همان نسبت کوواریانس نمونه به واریانس نمونه است. نمودار در مقابل k نمودار خود همبستگی نمونه نامیده می­ شود.
معنی­دار بودن آماری هر را می­توان با انحراف معیار قضاوت کرد. بارتلت[۷۳] نشان داده است که اگر یک سری زمانی به صورت خالص تصادفی باشد، یعنی اختلال خالص را نشان دهد، ضرایب خود همبستگی نمونه، به طور جانبی دارای توزیع نرمال با میانگین صفر و واریانس خواهد بود که n حجم نمونه است. (گجراتی، ۱۳۸۷)
برای یک سری پایا باید تمامی ضرایب خودهمبستگی با وقفه بیشتر از صفر برابر با صفر باشد. برای آزمون این فرضیه که کلیه­ ضرایب خود همبستگی یعنی ها برابر با صفر هستند، می­توان از آماره Q[74] که توسط باکس- پیرس[۷۵] معرفی شده است، استفاده کرد.
(۳-۱۴)

مطالب این جلسه به این صورت بیان شد که اضطراب ، فشار روانی ، برانگیختگی ، خستگی و تنش اغلب به عنوان شاخص های آمادگی برای شکست تفسیر می شوند . احساسات و هیجانات منفی هم به شکل رسوباتی در اعماق ذهن و جان جای می گیرند و موجب عدم تمرکز می شوند .
پاسخ آرام سازی از 3 مؤلفه تشکیل شده است : محیط ، بدن ، ذهن
محیط : فراگیری پاسخ آرام سازی در یک محیط آرام، آسانتر است . در جایی که عوامل مزاحم وجود ندارد ، خود را در وضعیت راحتی قرار دهید .
بدن : وقتی شما عمل آرام سازی را انجام می دهید بدنتان آرام می شود ، تنفس و فشار خونتان کاهش می یابد ضربان قلبتان کندتر می شود و ماهیچه ها و عضلات بدنتان کمتر تنیده است . یک نقطه شروع خوب ، آرام کردن تنفس است . آهسته و عمیق نفس بکشید ، نگه دارید و بیرون بدهید .
ذهن : آرام سازی زمانی به خوبی جواب می دهد که شما افکار روزمره را کنار بگذارید و در یک موضع فکری آرام قرار بگیرید . بعداز بیان این مطالب شیوه آرام بخشی به آنان آموزش داده شد و به عنوان تمرین در منزل بصوت نوشته ای در اختیار آنان قرار گرفت .
شوخ طبعی از چند طریق به ما کمک می کند تا با تنش مقابله کنیم . شوخ طبعی احساس خودکارآمدی ما را بالا می برد و کمک می کند تا کمتر دچارتنش شویم. افرادی که از حس شوخ طبعی مناسبی برخوردارتد ، کمتر از افراد فاقد شوخ طبعی تمایل دارند تا در هنگام روبرو شدن با تجارب تنش زا با خلق و خوی منفی عکس العمل نشان دهند . شوخی شیوه مؤثری برای رویارویی با هیجانات منفی از قبیل خشم ، غمگینی ، و افسردگی می باشد . افرادی که شوخ طبعی مناسبی دارند تمایل بیشتری دارند که موضع فعالی در برابر هیجانات منفی اتخاذ کرده است و سعی در غلبه بر آنها داشته باشند . افراد با شوخ طبعی مناسب ، فرصت بهتری را برای تجربه کردن سلامت جسمی خود دارند
نتیجه تصویری برای موضوع افسردگی
مطالعات نشان می دهد شوخی با کارکرد ایمنی مثبت و شاخص های فیزیولوژیکی پایین فشار روانی ، رابطه دارد.
شوخی به ما کمک می کند تا به چندین طریق با فشار روانی رویارویی کنیم . اولاً ، احساسات خود اثربخشی را در ما افزایش می دهد . به جای اینکه با ترس یا هراس عکس العمل نشان دهیم ، می توانیم یک واقعه تنش زا را ساده فرض کنیم و به آن به عنوان یک رویداد نزدیک شویم . دوماً ، شوخی به ما کمک می کند خود را از مشکل دور کنیم و فرصتی را ارائه می دهد که به راه حل های جانشین هم فکر کنیم . سومین منفعت شوخی این است که دیگران بیشتر تمایل دارند اطراف ما باشند و هنگامی که با نشاط هستیم از ما حمایت می کنند. بعد از بیان این مطالب از افراد نظر خواهی شد و آنها بیان نمودند که این تجربه را در خود دیده اند اما اکنون که به آن فکر می کنیم ، می فهمیم که چقدر مؤثر بوده است.
بعد از به بیان اهمیت ورزش پرداختیم و چون آنها خود ورزشکار بودند با اشتیاق گوش می دادند.
ورزش فرصتی فراهم می کند تادرد و رنج ها را از ذهن خود بیرون کرده ، توجهتان را از مسائل و مشکلات منحرف ساخته و فرصتی برای کنترل خشم ، افسردگی ، اضطراب ایجاد می کند . تحقیقات بسیار فراوانی درباره مزایای ورزش کردن انجام گرفته وبعضی فواید آن اینگونه ذکر شده کاهش فشار روانی ، افزایش بازده اکسیژن ، افزایش رضایت از ظاهر فیزیکی خود ، بهبود وضع فیزیولوژیکی از فشار روانی ؛ افزایش کارکرد قلبی – عروقی، کاهش فشار روانی و اضطراب ؛ اصلاح خود اثر بخشی ؛ افزایش اعتماد به نفس ؛ کاهش افسردگی ؛ افزایش خلق مثبت و …
.تکلیف :
– تکنیک آرام بخشی را در منزل تکرار کنید تا زمانیکه بتوانید آن را به خوبی انجام دهید.
– آیا افراد شوخ طبعی را می شناسید که بتوانند استرس را از شما دور کنند .
در پایان جزوه ای در اختیار آنان قرار گرفت تا تکنیک relaxation یا تن آرامی را در منزل تمرین کرده و جلسه بعدی بتوانند آن را اجرا کنند.
نمونه ای از تصدیقهای قدرتمند برای غلبه بر خستگی و استرس و ناامیدی در اختیار آنان قرار داده شد تا در منزل تمرین کنند از جمله گفتن جملاتی از این قبیل : تن من قوی و سالم است .
ذهن من به راحتی جسم مرا در حالت آرامش قرار خواهد داد.
احساس می کنم که نیرویی حیات بخش بر ذهن و جسم من حاکم است.
می توانم به راحتی با ناامیدی ها کنار بیایم .
من برای غلبه با ناامیدی ها از روشی عاقلانه و صحیح استفاده می کنم .
جلسه ششم : خود باوری و اعتماد به نفس واقعی (1)
راهبردها:
– بررسی تکلیف هفته گذشته
– اعتماد به نفس واقعی چگونه است؟
– چگونه خود باوری و اعتماد به نفس را از هم اکنون در خود تقویت کنیم ؟
چرا اعتماد به نفس ضعیف عادتی است که ترک آن مشکل است ؟ –
– خلاصه، نتیجه گیری، ارائه تکلیف
پس از خوش آمدگویی به افراد و بررسی تکالیف جلسه قبل یکی از افرادی که به خوبی به تکنیک تن آرامی مسلط شده بود ، به کمک یکی از شرکت کنندگان آن را اجرا نمود، افراد از این تکنیک راضی بودند و آن را بسیار مؤثر دانستند .
سپس بحث این جلسه با این سؤال شروع شد که اعتماد به نفس واقعی چیست ؟ چگونه از تخریب خویشتن دست بشوییم و به رؤیاهای خود اعتماد کنییم ؟ با این پرسش افراد درگیر موضوع شدند و نظرات خود را گفتند . سپس رهبرگروه گفت ، مهارتهای معدودی وجود دارد که شما می توانید به خوبی آنها را بیاموزید و در انجام دادنشان توانایی فوق العاده به دست آورید . بنابراین چنانچه اعتماد به نفس درونی خود را بر اساس کارهایی که در آن مهارت دارید بنا کنید ، فقط مواقعی که مشغول انجام دادن ابن قبیل کارها هستید

جهت دانلود متن کامل پایان نامه به سایت azarim.ir مراجعه نمایید.
احساس اعتماد به نفس و خود باوری می کنید نه در همه اوقات .
اعتماد به نفس واقعی آن است که روی آگاهی ها وتوانایی های ما نیز اثربگذارد . اعتماد به نفس واقعی هیچ گونه ارتباطی با آن چه در زندگی بیرونی شما اتفاق می افتد ندارد، اعتماد به نفس واقعی زاییده ی شغل شما نیست . اعتماد به نفس راستین ، نتیجه باور قلبی و درونی شما به توانایی ها و قابلیت های تان است . این باور که هرکاری را بخواهید ، می توانید انجام دهید . هنگامی که اعتماد به نفس وخودباوری خود را بر اساس آن که و آن چه به راستی هستید ونه براساس موفقیت ها و دست یابی ها یا شکست ها و ناکامی های خود بنا کنید؛ چیزی را در خود خلق می نمایید که هیچ کس و هیچ چیز یارای گرفتنش را ازشما نخواهد داشت . به خود بگویید اعتماد به نفس من برخواسته از این حقیقت است که می دانم چنان چه تصمیم بگیرم کاری را انجام دهم حتماً آن را انجام خواهم داد.
یک دقیقه به پاسخ این پرسش فکر کنید : چنان چه ، کسی همین حالا شغلی به شما پیشنهاد کند ، آیا چنین عکس العملی از خودتان نشان نمی دهید ؟” مطمئن نیستم که بتوانم به خوبی از عهده اش بربیایم یا زیاد تو این کار به خود اعتماد ندارم ” نقطه ای که در آن از تعقیب رؤیاهایتان چشم پوشی می کنید همان نقطه ای است که اعتماد به نفس شما در آن آسیب دیده و مختل شده است ، این نقطه همان نقطه ای است که در آن به خودتان اعتماد کافی ندارید . داشتن اعتماد به نفس وخودباوری نیز اساساً به این معناست : به خودتان اعتماد داشته باشید که می توانید ترس های خود را کنار بگذارید و تسلیم نشوید .
چنان چه می خواهید موفق باشید باید کاری صورت دهید و اشتباه های زیادی مرتکب شوید. چنان چه بخواهید صبر کنید تا اعتماد به نفس کافی برای تعقیب رؤیاهایتان به دست آورید ممکن است مجبور باشید تا ابد صبر کنید . هر چه بیشتر منتظر تعقیب رؤیاهایتان بمانید اعتماد به نفس خود را بیشتر از دست خواهید داد و در عوض بر ترس ها و نگرانی های شما افزوده خواهد شد . این ترس که شاید هرگز به خواسته ها و رؤیاهایتان نرسید . به این گونه ممکن است فرصتهای خود را از دست بدهید بی آن که حتی متوجه باشید هر چه انجام دادن کاری را به تعویق بندازید ؛ بیش تر از حرکت محروم می شوید . و هر چه بی تحرک و منفعل تر باشید ، بیش تر ترس به شما چیره می شود و از اعتماد به نفس تان کاسته می شود.
برای آنکه باورهای خودکارآمدی بالایی داشته باشیم لازم است ه سه نوع اعتماد به نفسی که به ذکر آن خواهیم پرداخت را داشته باشیم در ادامه به ذکر انواع اعتماد به نفس پرداختیم و گفته شد که به این مهم بپردازیم که چگونه می توان سطوح عمیق تری از اعتماد به نفس و خودباوری را در خود تجربه کنیم . سه نوع اصلی واساسی اعتماد به نفس هست که ما باید در خود به وجود آوریم . اعتماد به نفس رفتاری ، اعتماد به نفس احساسی ، عاطفی و در نهایت روحی و معنوی . به منظور آن که اقتدار شخصی لازم را به دست آورده و رضایت و غنایی را که استحقاقش داریم تجربه کنیم ، به هر سه نوع اعتماد به نفس نیازداریم . ادامه مطالب به جلسه آینده موکول شد.
تکلیف: اعتماد به نفس خود را چگونه ارزیابی می کنید ؟ مواردی را که در آن خود را باور دارید و مواردی که در انجام آن احساس ضعف می نمایید، نوشته و همراه خود بیاورید .
آیا اعتماد به نفسی که بتواند همیشه و در هر موقعیتی به شما کمک کند که کارآمد باشید رادر خود می یابید؟

جلسه هفتم : اعتماد به نفس و خود باوری واقعی (2)
راهبردها:
– چگونه اعتماد به نفس و خودباوری را در خود شکوفا کنیم ؟
– سه نوع اصلی و اساسی از اعتماد به نفس که ما در خود باید ایجاد کنیم کدام است ؟
اعتماد به نفس رفتاری به معنای قابلیت و توانایی در عمل کردن و انجام دادن کارهاست از کارهای ساده تا مشکل .
چگونه اعتماد به نفس رفتاری را در خود بالا ببریم ؟
1- اعتماد و ایمان به قابلیت و توانایی در عمل کردن .
2- اعتماد و ایمان با اینکه پشتکار خواهید داشت و پیوسته و مداوم به اقدام های خود ادامه خواهید داد تا به نتیجه مطلوب و نهایی برسید.
3- اعتماد و ایمان به قابلیت و توانایی خود در ، از سر راه برداشتن مانع ها و مشکل ها
4- اعتماد و ایمان داشتن به اینکه قابلیت و توانایی آن را دارید تا در صورت لزوم از دیگران کمک بخواهید
در مورد هریک از موارد مذکور توضیحاتی همراه با مثال ارائه شد . اعتماد به نفس رفتاری واقعی دارای این چهار ویژگی است . چنان چه یک یا چندین نشانه از علائم چهارگانه زیر را از خود بروز می دهید بی گمان باید بیشتر روی اعتماد به نفس رفتاری خود بیشتر کار کنید :
– شروع کردن را به تأخیر می اندازید
– بیش از حد خود را معطل تجزیه و تحلیل و بررسی جوانب کار می کنید بدون آنکه تصمیم مشخص و واضحی بگیرید و خود را متعهد کنید . یا آنقدر در تصمیم گرفتن مردد و متزلزل هستید که به محض موفق شدن درتصمیم گیری ، دیگر شور و حال و هدفمندی خود را از دست داده اید – از رویارویی با سختی ها و مشکل های اصلی طفره می روید و دقت خود را روی مسائل و موضوع هایی که توجه و رسیدگی زیادی نمی خواهند تلف می کنید .
– درهنگام بروزسختی ها، نیازخود به کمک خارجی را انکارمی کنید ( حال چه درخانه وچه در شغل و کارتان ) و به همه می گویید که هیچ مشکلی ندارید اگردارای یکی یا بیشترازعلائم بالا هستید یا به طورغریزی حس می کنید که به اعتماد به نفس رفتاری بیشتری نیازمندید می توانید توصیه های زیر را به کار بندید .
قدم های کوچک ، خاص و مشخصی را برای رسیدن
به هر یک ازرؤیاهایتان تعریف کنید و برای انجام آنها مدت زمان خاصی را تعیین کنید . وراهکارهای دیگری در ادامه ارائه شد .
چگونه اعتماد به نفس احساسی – عاطفی خود را افزایش دهیم ؟
اعتماد به نفس احساس – عاطفی به این معناست که می دانید قابلیت و توانایی لازم برای این که دنیای احساسات و عواطف تان را زیر سلطه و در اختیار خود در آورید، را دارید .
راهکارهای لازم در این زمینه نیز ارائه شد .
چگونه اعتماد به نفس روحی – معنوی را در خود تقویت کنیم ؟
این نوع از اعتماد به نفس را ممکن است نشنیده باشید ، اما مهمترین نوع اعتماد به نفس محسوب می شود چرا که تعریف کننده رابطه شما و جهان هستی – جایی که در آن زندگی می کنید – می باشد . سپس ویژگیهای بارز آن و راهکارهای افزایش آن ارائه شد .
ارائه تکلیف : برای بهبود اعتماد به نفسم چه کارهایی از من ساخته است؟
بازخورد: از یکی از شرکت کنندگان خواسته شد تا خلاصه آنچه در این جلسه مطرح شد را بیان نماید .