با توجه به نتایج بدست آمده از ضریب همبستگی بین متغیرهای تحقیق می­توان گفت بین متغیرهای تحقیق رابطه معناداری وجود دارد.
۳-۳-۴ ارزیابی بخش اندازه ­گیری مدل
در ارزیابی بخش اندازه ­گیری مدل محقق باید به بررسی روابط بین متغیرهای نهفته و متغیرهای آشکار مدل بپردازد. در اینجا هدف تعیین اعتبار یا روایی و اعتماد یا پایایی اندازه ­گیری­های مورد نظر است. در بحث اعتبار یا روایی این مسئله مطرح است که آیا شاخص ­ها یا متغیرهای آشکار همان چیزی را اندازه ­گیری می­ کنند که مدنظر محقق است یا چیز دیگری را. در مقابل مسئله اعتماد یا پایایی با این موضوع سروکار دارد که شاخص­ های مورد استفاده با چه دقتی موضوع مورد نظر را اندازه ­گیری می­ کنند (کلانتری، ۱۳۸۸؛ ۱۳۶).
به منظور تحلیل ساختار درونی پرسشنامه و کشف عوامل تشکیل دهنده هر سازه یا متغیر مکنون، از ابزار تحلیل عاملی تاًییدی استفاده می­ شود. همچنین در این بخش با بهره گرفتن از تحلیل عاملی تاًییدی معادلات اندازه ­گیری شده مربوط به هر سازه (متغیر مکنون) استخراج و تفسیر می­شوند (دانشگر،۱۳۹۰؛۱۱۳) تحلیل عاملی تاًییدی سازه های تحقیق به صورت زیر ارائه می­شوند.
شکل ۵-۴ مدل تحلیل عاملی تاییدی متغیرهای تحقیق (تخمین استاندارد)
شکل ۶-۴ مدل تحلیل عاملی تاییدی متغیرهای تحقیق (معناداری ضرایب)
نتایج تحلیل عاملی مندرج در اشکال (۵-۴ و ۶-۴) نشان می­دهد که تمامی شاخص­ های مربوط به متغیرهای تحقیق به جز q16 مربوط به متغیر ریسک ادراک شده و q22 مربوط به متغیر واکنش پس از خرید از مقادیر تی (بیشتر از ۹۶/۱) و بار عاملی (بیشتر از ۳/۰) مورد قبولی برخوردارند و برای متغیرهای تحقیق شاخص­ های مناسبی محسوب می­شوند. بنابراین شاخص­ های Q22 , q16 حذف می­شوند و مدل اصلاحی دوباره اجرا می­ شود.

(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

شکل ۷-۴ مدل اصلاحی تحلیل عاملی تاییدی متغیرهای تحقیق (تخمین استاندارد)
شکل ۸-۴ مدل اصلاحی تحلیل عاملی تاییدی متغیرهای تحقیق (معناداری ضرایب)
جدول ۱۴-۴ نتایج تحلیل عاملی تائیدی متغیرهای تحقیق

متغیر

شاخص

بار عاملی

آماره t

حس لذت

Q1

۷۶/۰

۳۰/۱۵

Q2

۶۴/۰

۴۶/۱۲

Q3

۵۵/۰

۳۱/۱۰

Q4

۴۶/۰

۴۸/۸

انگیختگی

Q5

۳۳/۰

۱۲/۶

Q6

۶۵/۰

۶۰/۱۲

Q7

۷۶/۰

۰۱۳۳/۲
۱۶۱۱/۰
۶۴۵۹/۰
۷۵۵۰/۵
۰۹۰۱/۰
۹۷۱۱/۳
۰۸/۱
۷۱/۰
۲۵/۰

۵۲۵
۵۲۵
۵۲۵
۵۲۵
۵۲۵
۵۲۵
۵۲۵
۵۲۵
۵۲۵
۵۲۵

CAR
EQ
DDEQ
MAT
Size
Lev
Prior-ret
Core
Attrib
Audit-change

در جدول فوق ستون سوم و چهارم به ترتیب بیانگر میانگین و میانه متغیرهای تحقیق است. ستون پنجم نشان دهنده انحراف معیار متغیرهاست که پراکندگی متغیرها را حول میانگین نمایش می­دهد. ستون ششم و هفتم نیز به ترتیب میزان چولگی و کشیدگی داده ­ها را نسبت به منحنی نرمال (زنگوله­ای شکل) نشان می­دهد. یکی از مهم­ترین شاخص­ های شکل توزیع، چولگی می­باشد. چولگی شاخص تقارن داده ­ها است و عدم تقارن توزیع را نسبت به شاخصی معین (معمولا نسبت به میانگین) نشان می­دهد. مهم­ترین شاخص چولگی، ضریب چولگی (گشتاوری) است. اگر ضریب چولگی منفی باشد، توزیع دارای چوله به چپ و در صورتی که ضریب چولگی مثبت باشد، توزیع چوله به راست است. اگر توزیع نامتقارن باشد، ضریب چولگی مساوی صفر خواهد بود. ستون هشتم و نهم نیز به ترتیب نشان دهنده مقادیر حداقل و حداکثر متغیرهای تحقیق است.
همانطور که ملاحظه می­ شود مقدار چولگی و کشیدگی متغیرهای تحقیق عمدتاً پایین بوده که این امر حکایت از متقارن بودن متغیرهای تحقیق و نزدیک بودن توزیع آنها به توزیع نرمال (یکی از پیش فرض­های اصلی استفاده از رگرسیون) دارد. همان­طور که در جدول فوق می­توان مشاهده نمود؛ میانگین بازده اضافی سهام­دار زمان انتشار گزارشات تعدیلی (CAR) شرکت­های نمونه۳۵۸۹۱/۰-درصد (کمتر از منفی نیم درصد) و میانه آن برابر با ۱۵۰۰۰/۰- می­باشد، که منفی بودن این دو رقم بیانگر آن است که عمده گزارشات تعدیلی شرکت­های نمونه تحقیق حاوی اخبار بد و کاهنده سود هر سهم بوده است. با توجه به علامت ضریب چولگی آن می­توان گفت که توزیع آن متمایل به راست و با توجه به مقادیر ضریب چولگی و ضریب کشیدگی و نیز نزدیکی مقادیر میانگین و میانه، احتمالاً این متغیر توزیع نرمالی داشته باشد. مقدار حداقل و حداکثر بازده اضافی کسب شده در زمان انتشار گزارشات تعدیلی به ترتیب برابر با ۶۶- و ۳۷۱ درصد می­باشد. میانگین کیفیت سود شرکت­های نمونه بر اساس الگوی اسلوان (EQ) برابر با ۰۱۳/۲ و بر اساس الگوی دی­چو و دی­شف (DDEQ) برابر با ۱۶۱۱/۰ می­باشد. این ارقام بدست آمده نشان دهنده آن است که شرکت­های نمونه از لحاظ کیفیت سود در وضعیت مناسبی قرار داشته اند (در هر دو الگو هر چه مقدار شاخص کیفیت سود عدد پایین­تری باشد، بیانگر کیفیت سود بالاتری است).
متوسط تغییرات در سود قبل از تعدیل نسبت به سود تعدیل شده (MAT) برابر با ۶۴۵۹/۰ می­باشد که این رقم نشان دهنده آن است که در اکثر مواقع تعدیل انجام شده کاهنده سود بوده است. میانگین متغیر مجازی تغییر حسابرس در دوره تعدیل گزارش (Audit­_Change) برابر با ۲۵/۰ می­باشد و با توجه به ماهیت این متغیر (اعداد ۰ بیانگر عدم تغییر و اعداد ۱ بیانگر تغییر حسابرس)، نزدیکی این عدد به صفر نشان دهنده عدم تغییر زیاد حسابرس در دوره تعدیل گزارشات می­باشد. دیگر نتایج بدست آمده بیانگر آن است که متوسط بازده سهام در دوره ۱۲۰ روزه قبل از تعدیل (Prior_Ret) برابر با ۹۷۱۱/۳ درصد می­باشد.

۴-۳- آزمون­های پیش­فرض رگرسیون

در صورتی محقق می ­تواند از رگرسیون خطی استفاده کند که شرایط زیر محقق شده باشد:
۱- میانگین یا امید ریاضی خطاها صفر باشد.
۲- واریانس خطاها ثابت باشد.
مفروضات ۱و۲ بدین معنی است که توزیع خطاها باید دارای توزیع نرمال باشد.
۳- متغیر وابسته دارای توزیع نرمال باشد.
۴- بین خطاهای مدل همبستگی وجود نداشته باشد. به عبارت دیگر استقلال خطاها یا عدم وجود خود همبستگی تایید شود.
۵- بین متغیرهای مستقل همبستگی وجود نداشته باشد. به بیان دیگر دارای هم خطی نباشند (مومنی، ۱۳۹۱).
بنابراین قبل از آزمون فرضیات تحقیق و تخمین مدل، بایستی فرضیات و پیش فرض­های فوق مورد بررسی قرار گرفته تا در صورت وجود شرایط لازم، از رگرسیون استفاده گردد.

( اینجا فقط تکه ای از متن فایل پایان نامه درج شده است. برای خرید متن کامل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. )

۴-۳-۱- آزمون نرمال بودن توزیع متغیر وابسته

یکی از مهم­ترین فرضیات رگرسیونی، نرمال بودن باقیمانده‌های مدل است. برای برآورد مدل نهایی تحقیق، از اطلاعات مربوط به متغیرهای مستقل و وابسته استفاده شده و سپس رگرسیون نهایی مدل برآورد می شود. لازم است ابتدا مدل برآورد شده، سپس به ازاء مقادیر مختلف متغیر مستقل، مقادیر متغیر وابسته برآورد گردد. تفاضل مقادیر برآوردی از مقادیر واقعی، باقیمانده‌های مدل است. اما قبل از برآورد مدل هم می‌توان با آزمودن توزیع متغیر وابسته، از توزیع باقیمانده‌ها اطمینان پیدا کرد.
با بهره گرفتن از آزمون کولموگورف-اسمیرنف فرض نرمال بودن متغیر وابسته آزمون شده است. آزمون کولموگورف-اسمیرنف که به افتخار دو آماردان روسی به نام­های ا.ان کولموگوروف^[۵۱] و ان.وی.اسمیرنوف^[۵۲] به این نام خوانده می‌شود، روش ناپارامتری ساده‌ای برای تعیین همگونی اطلاعات تجربی با توزیع­های آماری منتخب است که آن­را با نام اختصاری KS نمایش می‌دهند.
فرض صفر و فرض مقابل در این آزمون به صورت زیر نوشته می‌شود.
داده‌ها برای متغیر وابسته از توزیع نرمال پیروی می‌کند
داده‌ها برای متغیر وابسته از توزیع نرمال پیروی نمی‌کند

۸۰۸/۲
۲۱۷/۰
۶۵۱/۴
۰۶۸/۴-
۷۴۷/۲
۱۶۳/۰-
۷۲۶/۳-
۲۸۱/۲-
۸۳۹/۰-

عددثابت ۱
DDEQ
MAT
Prior-ret
Core
Attrib
Audit-change
SIZEMAT
LEVMAT
PERVAS
YEAR

همان­طور که در جدول ضرایب مدل (Coefficients) مشاهده می­ شود سطح معناداری (sig) متغیر کیفیت سود بر اساس مدل دی­چو و دی­شف (DDEQ) به عنوان متغیر مستقل تحقیق،۰۰۹/۰ و مقدار آماره t-استیودنت آن ۶۳۲/۲- می­باشد و این به معنای آن است که فرض صفر فوق (مبنی بر برابر بودن ضریب این متغیر با صفر) در سطح اطمینان ۹۵% رد می شود و این بدان معناست که تاثیر متغیر کیفیت سود بر متغیر وابسته تحقیق (بازده اضافی سهام) معنادار بوده است. با توجه به اینکه مقدار آماره t این متغیر مقداری منفی و از آنجایی که بین دو متغیر رابطه معنادار مشهود است، لذا در سطح اطمینان ۹۵% می­توان گفت کیفیت سود تاثیر منفی و بااهمیتی بر متغیر وابسته داشته و با افزایش کیفیت سود بر میزان بازده اضافی سهام شرکت (CAR) افزوده می­ شود^[۵۳]. بنابراین کیفیت سود بر اساس مدل دی­چو تاثیر معنادار و قابل توجهی بر واکنش سرمایه ­گذاران (بازده اضافی سهام) به گزارشات تعدیلی داشته است. سایر نتایج بدست آمده از مدل تحقیق به شرح زیر است:

(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

– مقدار آماره t و سطح معناداری متغیر تفاوت سود گزارش شده و سود تعدیل شده (MAT) به ترتیب برابر با ۸۹۱/۱ و ۰۵۹/۰ می­باشد که این بیانگر تاثیر مثبت و معنادار (در سطح اطمینان ۹۰%) این متغیر بر بازده اضافی سهام شرکت است. این نتیجه بدست آمده نشان می­دهد شرکت­هایی که سود گزارش شده اولیه آنها بیشتر از سود تعدیل شده می­باشد، بازده اضافی بالاتری را کسب نموده ­اند.
– بازده سهام در ۱۲۰ روز گذشته (Prior_Ret) تاثیر مثبت و معناداری بر متغیر وابسته تحقیق یعنی بازده اضافی سهام شرکت داشته است (با توجه به اینکه مقدار آماره t و سطح معناداری این متغیر به ترتیب برابر با ۱۳۲/۱۶ و ۰۰۰/۰ می­باشد). این نتیجه بیانگر آن است که بازده اضافی دوره پس از تعدیل، بطور قابل توجهی از بازده ۱۲۰ روز گذشته تبعیت می­ کند.
– مقدار آماره t و سطح معناداری متغیر CORE که نشان دهنده تاثیر نوع حساب­های اصلی بر بازده اضافی سهام می­باشد به ترتیب برابر با ۷۳۱/۳ و ۰۰۰/۰ است که این امر نشان دهنده تاثیر مثبت و با اهمیت این متغیر بر بازده اضافی سهام شرکت است.
– مقدار آماره t و سطح معناداری متغیر منشأ گزارشات تعدیلی (Attrib) به ترتیب برابر با ۶۶۲/۱- و ۰۹۷/۰ می­باشد که این امر نشان دهنده تاثیر منفی و با اهمیت (در سطح اطمینان ۹۰%) این متغیر بر بازده اضافی سهام شرکت است.
– تغییرات حسابرس در دوره تعدیل گزارشات مالی (Audit_Change) تاثیر مثبت و البته بی­اهمیتی بر بازده اضافی سهام داشته است (با توجه به اینکه مقدار آماره t و سطح معناداری این متغیر به ترتیب برابر با ۳۴۷/۱ و ۱۸۷/۰ می­باشد).
– اثرات متقابل اندازه و تفاوت سود تعدیل شده و مقابل تعدیل (SizeMAT) تاثیر منفی و البته بی­معنایی بر بازده اضافی سهام داشته است و این در حالی است که متغیر اثرات متقابل بدهی و تفاوت سود تعدیل شده و مقابل تعدیل (LEVMAT) بر بازده اضافی سهام منفی و قابل توجه بوده است.
– با توجه به مقادیر آماره t و سطح معناداری متغیر تعداد گروه حساب­های اصلی که در تعدیل تحت تاثیر قرار گرفته است (PERVAS) می­توان گفت این متغیر تاثیر منفی و بااهمیت بر متغیر وابسته داشته است. به عبارت دیگر نتیجه بدست آمده نشان می­دهد که هر چه تعداد حساب­های تحت تاثیر تعدیل بیشتر باشد، شرکت بازده اضافی کمتری را تجربه می­ کند. همچنین دیگر نتایج بدست آمده نشان می­دهد که متغیر اصرار بر تعدیل گزارش (YEAR) تاثیر با اهمیتی بر واکنش سرمایه ­گذاران به گزارشات تعدیلی نداشته است.
– نتایج آزمون هم­خطی نشان می­دهد که مقادیر آماره VIF در تمام متغیرهای مدل، نزدیک به یک بوده که این امر حکایت از عدم وجود هم­خطی بین متغیرهای مستقل تحقیق دارد (مقادیر کمتر از ۱۰ نشان دهنده عدم وجود احتمال هم­خطی بین متغیرهای تحقیق است). بنابراین یکی دیگر از پیش فرض­های رگرسیون نیز بدین شکل مورد تایید قرار می­گیرد.
۴-۴-۲- نتایج مدل با بهره گرفتن از مدل کیفیت سود اسلوان (EQ)
جدول ۴-۶- خلاصه نتایج مدل

دوربین -واتسون

خطای معیار برآورد

ضریب تعیین تعدیل شده

ضریب تعیین

R چند گانه

مدل

۸۶۶/۱

۱۷۳۴۳۳/۲۰

۳۷۹/۰

۳۹۰/۰

۶۲۵/۰

سطح معنی داری

نتیجه

crm مبتنی بر فناوری و عملکرد تجاری

۱۴۶

۵۷۲/۰

۳۲۷/۰

۰۰۰/۰

تایید فرضیه

با توجه به جدول(۴-۱۳) مشاهده می شود که مقدار سطح معناداری کمتر از پنج صدم می باشد، به همین دلیل با اطمینان ۹۵ درصد فرضیه تایید می شود و رابطه معنی دار می باشد. همچنین بر اساس این جدول می توان گفت شدت همبستگی بین دو متغیر crm مبتنی بر فناوری و عملکرد تجاری ۲/۵۷ + درصد می باشد. که این بیانگر رابطه مستقیم بین دو متغیر crm مبتنی بر فناوری و عملکرد تجاری بانک‌ها می باشد. ازسویی ضریب تعیین بین دو متغیر crm مبتنی بر فناوری و عملکرد تجاری برابر با ۳۲۷/۰ می باشد که این نشان می دهد که متغیر crm مبتنی بر فناوری به میزان ۷/۳۲ درصد می تواند متغیر عملکرد تجاری بانک ها را پیش بینی کند.
فصل پنجم
نتیجه گیری وپیشنهادات
۵-۱) مقدمه
در این فصل ابتدا نتایج حاصل از بررسی متغیرها و فرضیه های پژوهش بصورت خلاصه ارائه می گردد، سپس بر مبنای نتایج بدست آمده از آمار توصیفی و استنباطی پیشنهادات تحقیق در دو بخش ارائه می گردد (پیشنهادات در راستای فرضیات تحقیق و پیشنهادات برای تحقیقات آتی) یعنی پیشنهادات حاصل از بررسی فرضیه ها ارائه می گردد. در نهایت این فصل با محدودیت های تحقیق خاتمه می یابد.

( اینجا فقط تکه ای از متن فایل پایان نامه درج شده است. برای خرید متن کامل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. )

۵-۲) نتایج آمار توصیفی
میانگین بدست آمده برای متغیر تمرکز بر مشتریان کلیدی، برابر ۵۴/۳ است که میانگین بدست آمده از میانگین مورد انتظار در طیف پنج گیزنه ای لیکرت (عدد ۳) بیشتر است، بنابراین متغیر تمرکز بر مشتریان کلیدی از سطح مطلوبی در بانک برخوردار است.
میانگین بدست آمده برای متغیر سازمان crm ، برابر ۵۱/۳ است که میانگین بدست آمده از میانگین مورد انتظار در طیف پنج گیزنه ای لیکرت (عدد ۳) بیشتر است، بنابراین متغیر سازمان crm از سطح مطلوبی در بانک برخوردار است.
میانگین بدست آمده برای متغیر مدیریت دانش، برابر ۵۷/۳ است که میانگین بدست آمده از میانگین مورد انتظار در طیف پنج گیزنه ای لیکرت (عدد ۳) بیشتر است، بنابراین متغیر مدیریت دانش از سطح مطلوبی در بانک برخوردار است.
میانگین بدست آمده برای متغیر crm مبتنی بر فناوری، برابر ۵۳/۳ است که میانگین بدست آمده از میانگین مورد انتظار در طیف پنج گیزنه ای لیکرت (عدد ۳) بیشتر است، بنابراین متغیر crm مبتنی بر فناوری از سطح مطلوبی در بانک برخوردار است.
میانگین بدست آمده برای متغیر عملکرد تجاری، برابر ۴۵/۳ است که میانگین بدست آمده از میانگین مورد انتظار در طیف پنج گیزنه ای لیکرت (عدد ۳) بیشتر است، بنابراین متغیر عملکرد تجاری از سطح مطلوبی در بانک برخوردار است.
۵-۳) نتایج آمار استنباطی
نتایج آزمون فرضیه به شرح زیر بوده است:
برای فرضیه اول، که در آن به بررسی رابطه تمرکز بانک ها بر مشتریان کلیدی و عملکرد تجاری آنها پرداخته شد، نتایج آزمون هبستگی پیرسون نشان داد که بین دو متغیر تمرکز بانک ها بر مشتریان کلیدی و عملکرد تجاری رابطه مثبتی به میزان ۷۹۸/۰ وجود دارد که از نظر آماری نیز معنی دار است. همچنین ضریب تعیین بین دو متغیر تمرکز بانک ها بر مشتریان کلیدی و عملکرد تجاری برابر با ۶۳۶/۰ می باشد که این نشان می دهد که متغیر تمرکز بانک ها بر مشتریان کلیدی به میزان ۳۶/۶۳ درصد می تواند متغیر عملکرد تجاری بانک ها را پیش بینی کند.
برای فرضیه دوم، که در آن به بررسی رابطه سازمان crm و عملکرد تجاری آنها پرداخته شد، نتایج آزمون هبستگی پیرسون نشان داد که بین دو متغیر سازمان crm و عملکرد تجاری رابطه مثبتی به میزان ۷۷۷/۰ وجود دارد که از نظر آماری نیز معنی دار است. همچنین ضریب تعیین بین دو متغیر سازمان crm و عملکرد تجاری برابر با ۶۰۳/۰ می باشد که این نشان می دهد که متغیر سازمان crm به میزان ۳/۶۰ درصد می تواند متغیر عملکرد تجاری بانک ها را پیش بینی کند.
برای فرضیه سوم، که در آن به بررسی رابطه مدیریت دانش و عملکرد تجاری آنها پرداخته شد، نتایج آزمون هبستگی پیرسون نشان داد که بین دو متغیر مدیریت دانش و عملکرد تجاری رابطه مثبتی به میزان ۷۱/۰ وجود دارد که از نظر آماری نیز معنی دار است. همچنین ضریب تعیین بین دو متغیر مدیریت دانش و عملکرد تجاری برابر با ۵۰۴/۰ می باشد که این نشان می دهد که متغیر مدیریت دانش به میزان ۴/۵۰ درصد می تواند متغیر عملکرد تجاری بانک ها را پیش بینی کند.
برای فرضیه چهارم، که در آن به بررسی رابطه crm مبتنی بر فناوری و عملکرد تجاری آنها پرداخته شد، نتایج آزمون هبستگی پیرسون نشان داد که بین دو متغیر crm مبتنی بر فناوری و عملکرد تجاری رابطه مثبتی به میزان ۵۷۲/۰ وجود دارد که از نظر آماری نیز معنی دار است. همچنین ضریب تعیین بین دو متغیر مدیریت دانش و عملکرد تجاری برابر با ۳۲۷/۰ می باشد که این نشان می دهد که متغیر crm مبتنی بر فناوری به میزان ۷/۳۲ درصد می تواند متغیر عملکرد تجاری بانک ها را پیش بینی کند.
۵-۴) مقایسه تحقیق حاضر باتحقیقات گذشته:
انگ و باتل^[۳۳] در سال (۲۰۰۶) نشان دادند که بکارگیری هوشمندانه نرم افزار crm در بهبود عملکرد تجاری شرکتها نقش قابل توجهی دارد. نتایج تحقیق آفل^[۳۴] در سال ۲۰۰۸ نیز نشان داد که مدیریت ارتباط با مشتری نقش قابل ملاحظهای در عمکلرد شرکت ها دارد. در تحقیقی با عنوان CRM کلید عملکرد بازرگانی برتر که توسط فریلند انجام شد نشان داده شد که

در برات و چک صادر کننده و ظهرنویسان متوقع هستند که دارنده ابتدا به محال علیه مراجعه نماید و در صورت عدم توفیق در وصول وجه سند به ایشان مراجعه نماید. در سفته نیز ظهرنویسان بدین صورت خود را متعهد می سازند که در صورت عدم تادیه وجه سند از سوی صادرکننده، ضامن پرداخت وجه سند باشند، بنابراین دارنده نمی تواند بدون آنکه به محال علیه برات و چک یا صادر کننده سفته مراجعه نماید، مستقیما به امضا کنندگان سند مراجعه نماید.^[۳۱]

( اینجا فقط تکه ای از متن فایل پایان نامه درج شده است. برای خرید متن کامل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. )

در مورد شرط تحقق مسئولیت تضامنی نسبت به ضامن سند نیز به این مهم باید توجه داشت که مسئولیت صادر کننده، ظهرنویس و قبول کننده سند هنگامی تحقق می یابد که محال علیه چک و برات و صادر کننده سفته وجه سند را نپردازند، بنابراین نباید دچار این توهم شد که تحقق مسئولیت تضامنی ضامن به یک شرط اضافه یعنی مراجعه به مضمون عنه نیز نیاز دارد.
گفتار سوم – دارنده سند تجاری
برای تعریف دارنده فروض مختلفی متصور است که مهم ترین آن ها عبارتند از:
الف) با آموخته های حقوق مدنی تعریف دارنده سند تعریف سختگیرانه ای است.
وجود سند در ید متصرف آن صرفاً اماره دارا بودن یک حق دینی است و خلاف آن قابل اثبات است. متصرف سند هنگامی دارای حق مندرج در سند است که در زمان صدور سند دینی وجود داشته و این دین به صورت صحیح مورد انتقال یا انتقالات متوالی قرار گرفته و به متصرف فعلی سند رسیده باشد، با این مبنا هرگاه معلوم شود از ابتدا دینی وجود نداشته و یا هریک از نقل و انتقالات به هر دلیل باطل بوده باشد متصرف سند دارای حقی نیست. مثلاً اگر الف به گمان این که به ب بدهکار است سفته ای در وجه ج صادر نماید و ب نیز آن را به ج منتقل نماید ج دارای سند نخواهد بود، زیرا از ابتدا دینی وجود نداشته که به وی منتقل گردد هرچند که نسبت به این واقعیت نا آگاه بوده باشد.
ب) تعریفی از دارنده که امنیت پذیرنده سند را مورد توجه قرار می دهد، برخلاف تعریف پیشین به جای تکیه بر صحت کلیه نقل و انتقالات سند به اعتماد متعارف دارنده سند به وضع ظاهر تأکید دارد. به موجب این تعریف دارنده سند شخصی است که در پی صدور و نقل و انتقالات ظاهراً صحیح متصرف سند شده است و نسبت به فساد در مرحله ی صدور و یا نقل و انتقالات قبلی ناآگاه است .اصطلاح دارنده با حسن نیت ناظر به همین تعریف از دارنده است؛ بنابراین تعریف دارنده سند محسوب می گردد.
ج) اگر از تعریف پیشین عنصر ناآگاهی را حذف کنیم به تعریف جدیدی از دارنده می رسیم. دارنده، شخصی است که ظاهراً دارنده است، اعم از این که نسبت به فساد در صدور و نقل و انتقالات قبلی آگاه باشد یا خیر و حتی اگر خود وی نیز به موجب یک انتقال ناصحیح متصرف سند شده باشد.
د) مادی ترین تعریف ممکن از دارنده، آن است که متصرف سند را دارنده سند بدانیم. مثلاً سندی که در وجه ب صادر شده است بدون آن که ظهرنویسی شده باشد در تصرف ج ملاحظه گردد و تنها به استناد تصرف وی را دارنده بنامیم.
هیچ یک از فروض فوق را به صورت مجرد نمی توان مورد ارزیابی قرار داده و راجع به صحت آن قضاوت نمود زیرا همان گونه که مکرر بیان شد یافتن ساده ترین شیوه برای بیان قواعد پیچیده حقوق اسناد تجارتی از اهمیت فوق العاده ای برخوردار است بنابراین باید از میان تعاریف فوق تعریفی را برگزید که این هدف را تامین نماید.
به نظر می رسد دارنده سند متصرف سندی است که مندرجات متن و ظهر سند دلالت بر مالکیت وی نماید هرچند که نسبت به فساد در صدور و یا نقل و انتقالات متوالی سند آگاهی داشته باشد و حتی اگر تصرف خود وی بر سند علی رغم ظاهر صحیح باطل بوده باشد.
کنوانسیون آنسیترال همین تعریف را از دارنده ارائه نموده است: ^[۳۲]
“۱. دارنده شخصی است :
متصرف سندی باشد که در وجه او صادر گردیده است
متصرف سندی باشد که در وجه او ظهرنویسی شده یا متصرف سندی باشد که در آن آخرین ظهرنویسی سفید باشد و یا متصرف سندی باشد که متضمن سلسله منظم ظهرنویسی ها است، حتی اگر دارای ظهرنویسی مجعول و یا ظهرنویسی توسط نماینده بدون اختیار باشد.

1. 1. اگر متعاقب ظهرنویسی سفید ظهرنویسی دیگری باشد شخصی که امضای اخیر را نموده است ذی نفع ظهرنویسی سفید محسوب می گردد.

1. 1. این واقعیت که سند به وسیله خود شخص و یا دارندگان قبلی تحت شرایطی از قبیل عدم اهلیت، تقلب، اکراه، اشتباه از هرنوع که یک ادعا یا ایراد نسبت به سند را پدید می آورد به دست آمده است مانع از اطلاق عنوان دارنده به آن شخص نخواهد شد.”

در ماده فوق تلاش زیادی برای ارائه تعرفی از دارنده شده است اما هم چنان به نظر می رسد که از بند ب پاراگراف ۱ معانی درستی استخراج کرد زیرا متصرف سندی که در آن آخرین ظهرنویسی سفید باشد لزوماً دارنده سند تلقی نمی گردد چرا که ممکن است سلسله ظهرنویسی ها نامنظم بوده و سفید بودن آخرین ظهرنویسی برای اطلاق دارنده به متصرف سند کفایت نکند.صدر ماده ۱۶ کنوانسیون ژنو هر چند که بسیار مختصر است اما با ایراد بالا مواجه نیستٰٔ، “متصرف برات دارنده ای قانونی آن محسوب است مشروط بر این که حقوق خود را بر سند از طریق سلسله لاینطقع ظهرنویسی ها اثبات نماید… .”
آن گاه در ذیل همین ماده مقرر می دارد :
“… در صورتی که به هر علت مالکیت شخص نسبت به برات سلب گردد دارنده ای که حقوق خود را بر سند به طریق مذکور در پاراگراف قبل ثابت نماید ملزم به بازگردادندن آن نیست مگر این که برات را با سو نیت و یا این که در به دست آوردن آن مرتکب تقصیر عمده ای شده باشد.” متأسفانه کنوانسیون ژنو هیچ ماده ای را مستقیماً به تعریف دارنده و اوصاف وی اختصاص نداده است، اما با توجه به بعضی مواد دیگر از جمله ماده ۱۷ می توان چنین اثبات کرد که از نظر کنوانسیون ژنو منظور از دارنده همان شخصی است که ظاهرا دارنده است و قانونی صفت دارنده است که در تحصیل سند فاقد سو نیت بوده باشد به عبارت دیگر دارنده قانونی همان دارنده با حسن نیت یا دارنده حمایت شده است.در قانون تجارت ایران موادی که به شناخت دارنده کمک کند ملاحظه نمی شود بنابراین ناچاریم که هماهنگ با کنوانسیون ژنو و UNCITRL^[33] و مهم تر از همه هماهنگ با منطق اسناد تجاری بگوییم، مقصود از دارنده سند شخصی است که ظاهراً دارنده است.
لازم به ذکر است که دارندگان قبلی سند نیز ذینفع مسئولیت تضامنی می باشند. کنوانسیون آنسیترال طی مواد متعدد این قاعده را تکرار نموده است؛ مثلاً در پاراگراف ۱ ماده ۴۴ مقرر می دارد:
“ظهر نویس ملزم است در صورت نکول یا عدم تأدیه سند … مبلغ سند را به دارنده یا به ظهرنویس یا ضامن ظهرنویس که سند را دریافت و وجه آن را تأدیه بنماید پرداخت کند….”
این ماده اگرچه در مقام بیان مسئولیت ظهرنویس است، اما متضمن این معنا نیز است که فقط دارنده، ذی نفع مسئولیت تضامنی نیست بلکه ایادی ماقبل نیز در صورت تأدیه ی وجه و باز ستاندن سند همین موقعیت را نسبت به ایادی ماقبل خویش دارند.
مواد ۳۸ و ۳۹ و ۴۰ کنوانسیون UNCITRL^[34] نیز به ترتیب در مقام بیان مسئولیت صادر کننده برات، صادر کننده سفته و برات گیر(محال علیه برات که آن را قبول کرده است) همین حکم را تکرار نموده است.
کنوانسیون ژنو ۱۹۳۰ نیز در صدر ماده ۴۷ پس از بیان مسئولیت تضامنی امضا کنندگان سند (برات دهنده، قبول کننده، ظهرنویس و ضامن) و حق دارنده در رجوع به امضا کنندگان مقرر می دارد همین حق را هر شخص امضا کننده برات در صورت پرداخت آن داراست. ماده ۴۴ کنوانسیون ژنو ۱۹۳۱ نیز به تکرار همین حکم در مورد چک پرداخته است. قانون تجارت ایران پس از بیان حقوق دارنده برات در برابر امضا کنندگان سند مقرر می دارد: ^[۳۵] “همین حق را هر یک از ظهرنویس ها نسبت به برات دهنده و ظهرنویس های مقابل دارند.”
از دیگر مشخصات مسئولیت تضامنی امضا کنندگان سند تجارتی آن است که دارنده در مراجعه به آن ها ملزم به رعایت ترتیب نبوده و اقامه دعوی علیه هر یک مسقط حق رجوع به سایرین نیست.”
عدم ضرورت رعایت ترتیب این امکان را برای دارنده فراهم می کند که با یک بار اقامه دعوی همه مسئولین را خوانده دعوی قرار دهد هم چنان که می تواند اشخاسی را برگزیند که دسترسی به آن آسان تر به نظر برسد بدون آن که این گزینش امکان اقامه دعوی علیه سایرین را از بین ببرد.
ملاحظه می گردد که این قاعده نیز در راستای حمایت از دارنده سند و ترغیب همگان به پذیرش اسناد تجارتی به عنوان وسیله مبادله قرار دهد.
ماده ۶۹ کنوانسیون UNCITRL^[36] در این زمینه حکم صریحی دارد:
” ۱. دارنده می تواند حقوق خود بر سند را علیه یک یا چند یا تمام مسئولین بدون توجه به ترتیب امضای آن ها اعمال نماید.

1. 1. طرح دعوی علیه یکی از مسئولین مانع از طرح دعوی علیه سایر مسئولین اعم از این که ما بعد یا ماقبل وی باشند نمی گردد”

ماده ۴۷ کنوانسیون ژنو ۱۹۳۰ نیز متضمن همین معناست اما نحوه بیان حکم با آن چه که در ماده ۲۴۹ ق.ت.ا است نزدیک تر است. ماده اخیر مقرر می دارد:
” اقامه دعوی بر علیه یک یا چند نفر از مسئولین موجب اثبات حق رجوع به سایر مسئولین برات نیست. اقامه کننده دعوی ملزم نیست ترتیب ظهرنویسی را از حیث تاریخ رعایت کند.”
گفتار چهارم- مصادیق حال شدن دیون در حقوق تجارت
حال شدن دیون مؤجل مدیون از جمله موضوعاتی است که در ابواب مختلف حقوق تجارت از آن سخن به میان آمده است. در این مبحث به نمونه های بارز آن در موضوعات ورشکستگی، اسناد تجاری، شرکت های تجاری و حال شدن دیون، ضامنین اشاره نموده و مبنای به دست آمده در مبحث پیشین، در هر یک از موضوعات مذکور بررسی می شود.
بند اول- حال شدن دیون تاجر ورشکسته
طبق ماده ۴۲۱ ق.ت.ا «همین که حکم ورشکستگی صادر شد فروض مؤجل، با رعایت تخفیفات مقتضیه، نسبت به مدت به قروض حال مبدل می شود. دلایل حال شدن دیون تاجر ورشکسته را می توان در رعایت اصل تساوی حقوق طلبکاران تاجر، رعایت اصل سرعت در امر تصفیه و سلب اعتماد از تاجر ورشکسته دانست و اما توضیح هر یک از این دلایل: اگر دارایی تاجر ورشکسته صرفاً میان طلبکارانی که طلب آنان حال است تقسیم شود ممکن است طلب آن دسته از طلبکارانی که سر رسید طلب آن ها نرسیده است بلا وصول باقی بماند، چرا که معمولاً ورشکستگی تاجر در اثر عدم کفایت دارایی او حادث می شود. رعایت حقوق کلیه طلبکاران اعم از حال یا مؤجل اقتضا می کند تقسیم دارایی تاجر ورشکسته، توسط مدیر تصفیه، هم زمان میان تمام طلبکاران صورت پذیرد.
ممکن است برای رعایت اصل تساوی حقوق طلبکاران همراه با در نظر گرفتن دیون مؤجل تاجر ورشکسته. پیشنهاد تقسیم دارایی تاجر پس از سررسید کلیه دیون طرح شود. اما پیشنهاد مزبور باعث تأخیر در امر تصفیه گردیده و با توجه به عدم تعلق خسارت تأخیر تأدیه به دیون حال شده و فوت امر تصفیه جهت رعایت اصل سرعت در حقوق تجارت، تصفیه دارایی تاجر را پس از سررسید کلیه دیون با مانع مواجه می نماید.
مهم ترین دلیلی که در حال شدن دیون تاجر ورشکسته دلالت می کند سلب اعتماد طلبکاران از تاجر ورشکسته است. پس از صدور حکم ورشکستگی، اعتبار تاجر از بین رفته و تا زمانی که تاجر ورشکسته اعاده اعتبار ننماید، نمی تواند به تجارت مبادرت ورزد. اگر طلبکاران تاجر راضی به انجام معاملات اعتباری شده اند به دلیل اطمینانی است که در وصول مطالبات خود در سر رسید داشته اند. به عبارت دیگر، اگر شخص اعتماد و اطمینانی به طرف معامله خود نداشته باشد هرگز به انجام معامله نسیه با او راضی نشده و معاملات خود را به طور نقد انجام می دهد. با از بین رفتن اعتبار در واقع مبنای پذیرش اجل در دیون منتفی شده و طبیعی است که دیون تاجر ورشکسته حال گردد.
بند دوم – حال شدن دیون در اسناد تجاری
طبق قانون تجارت^[۳۷] «پس از اعتراض نکول ظهر نویس ها و برات دهنده به تقاضای دارنده برات، باید ضامنی برای تأدیه وجه آن در سر وعده دهند یا وجه برات را به انضمام مخارج اعتراض نامه و مخارج برات رجوعی(اگر باشد) فوراً تأدیه نمایند «یعنی براتکش هر یک از ظهونویسان علاوه بر داشتن مسئولیت تضامنی در پرداخت وجه برات در قبال نکول آن نیز مسئولیت دارند. از همین رو است که دارنده برات پس از نکول و قبل از سررسید حق رجوع به ایشان را پیدا می کند. در واقع دارنده برات با این اطمینان برات را از براتکش یا هر یک از ظهر نویسان قبول نموده است که براتگیر با اعلام قبولی برات، تعهد به پرداخت آن در سررسید بنماید. با نکول برات این اطمینان از بین رفته و موجبات رجوع دارنده برات به براتکش یا هر یک از ظهر نویسان فراهم می آید. حال اگر براتکش یا هر یک از ظهر نویسان با رجوع دارنده برات دغدغه خاطر او را نسبت به احتمال عدم پرداخت وجه برات در سررسید از میان نبرند، به حکم ماده ۲۳۷ ق .ت.ا دیون ایشان حال شده و باید وجه برات را به انضمام مخارج اعتراض نامه و مخارج برات رجوعی (اگر باشد) فوراً تأدیه نمایند. در این صورت دلیل حال شدن دیون ایشان نکول برات نیست، بلکه ندادن تضمین معتبر می باشد؛ به عبارت دیگر اعتماد دارنده برات از براتکش و هر یک از ظهر نویسان سلب شده و مبنای پذیرش اجل در برات از بین می رود. در این حالت طبیعی است که دیون ایشان حال شود. در صورت عدم پذیرش مبنای فوق تفسیر ماده ۲۳۸ ق.ت نیز میسر نیست؛ در ماده ۲۲۸ قانون تجارت مقرر گشته: «اگر بر علیه کسی که براتی را قبول کرده ولی وجه آن را نپرداخته اعتراض عدم تأدیه شود دارنده براتی نیز که همان شخص قبول کرده اما هنوز موعد پرداخت آن نرسیده است می تواند از قبول کننده تقاضا نماید که برای پرداخت وجه آن ضامن دهد یا پرداخت آن را به نحو دیگری تضمین کند». بر اساس ماده مزبور اطمینان دارنده برات با عدم پرداخت برات قبلی به تأدیه مبلغ براتی که در دست اوست مخدوش می شود. به همین علت قانونگذار به دارنده چنین براتی حق داده است که به براتگیر مراجعه و از او مطالبه تضمین نماید. اگر براتگیر تضمین معتبر در پرداخت به موقع وجه برات به دارنده آن بدهد او آسوده خاطر تا سر رسید به انتظار می نشیند، لیکن اگر براتگیر از دادن تضمین امتناع ورزد، در ماده مزبور تعیین تکلیف نشده است. آن چه که مسلم است دادن تضمین به دارنده برات، جنبه اختیاری نداشته و باید ضمانت اجرایی داشته باشد، این ضمانت اجراء با بهره گرفتن از وحدت ملاک ماده ۲۳۷ ق.ت جز حال شدن دین براتگیر نمی تواند باشد و دلیلی جز از بین رفتن اعتماد دارنده برات به براتگیر ندارد.
بند سوم – حال شد ن دیون ضامنین
از جمله مسائلی که در همین راستا قابل طرح است حال شدن دیون کسانی است که با مدیون در باز پرداخت دیون، دارای مسئولیت تضامنی هستند، شاید در بدو امر چنین به نظر برسد که آن چه بر ذمه مدیون و سایر مسئولین تضامنی است دین واحده بوده و اگر دین مزبور حال شود طلبکار حق خواهد داشت برای وصول طلب خود به سایر مسئولین نیز مراجعه نماید. اما طبق ماده ۴۰۵ ق.ت «قبل از رسیدن اجل دین اصلی ضامن ملزم به تأدیه نیست ولو این که به واسطه ورشکستگی یا فوت مدیون اصلی دین مؤجل او حال شده باشد». در واقع قانونگذار با آوردن صفت «اصلی» برای دین و مدیون در عبارت ماده مزبور، در مقام بیان این سخن است که ذمه ضامن به طور فرعی در مقابل طلبکار مشغول شده است و با حال شدن دین اصل، دینی که بر ذمه ضامن مستقر شده حال نمی شود، چرا که نه طلبکار حق تشدید تعهدات ضامن را دارد، نه بدهکار اصلی چنین حقی را دارد؛ لذا حال شدن دین بدهکار اصلی هیچ گونه تأثیری در تعهدات ضامن نخواهد داشت.
ظاهراً از جمله مصادیق ماده ۴۰۵ ق.ت در حقوق اسناد تجاری، ماده ۴۲۲ ق.ت می باشد. طبق ماده مزبور «هرگاه تاجر ورشکسته فته طلبی داده یا براتی صادر کرده که قبول نشده یا براتی را قبول نوشته، سایر اشخاصی که مسئول تأدیه وجه سفته طلب یا برات می باشند باید با رعایت تحقیقات مقتضیه نسبت به مدت، وجه آن را نقداً بپردازند، یا تأدیه آن را در سر وعده تأمین نمایند».ابتدا چنین به نظر می رسد که قانونگذار از قاعده مندرج در ماده ۴۰۵ ق.ت عدول کرده و ماده ۴۲۲ ق.ت استثناء بر اصل مزبور است. برخی از اساتید حقوق تجارت نیز با قبول استثنائی بودن مفاد ماده ۴۲۲ ق.ت در توجیه آن به تقویت اعتبار اسناد تجاری توسط قانونگذار اشاره کرده و آن را غیر منطقی ارزیابی نموده اند و به دلیل استثناء شمردن ماده ۴۲۲ ق.ت آن را تفسیر مضیق نموده و قلمرو آن را صرفاً در سه حالتی که در ماده پیش بینی شده است محدود کرده اند. علیرغم آن چه که در ابتدای امر به ذهن متبادر می شود، به نظر می رسد در ماده ۴۲۲ ق.ت نیز سخنی خلاف قاعده مندرج در ماده ۴۰۵ قانون تجارت نیامده است، چرا که با ورشکسته شدن صادر کننده سفته یا براتکشی که براتش قبول نگردیده و براتگیری که برات را قبول نوشته، امید دارنده سند تجاری به وصول وجه آن را در سر رسید ضعیف می شود؛ با مراجعه دارنده سند به سایر مسئولیت، اگر ایشان به گونه ای نظیر دادن تضمین معتبر در پرداخت وجه سند در سررسید، تشویش خاطر دارنده را منتفی سازند مطابق مطالب پیش گفته نباید دیون ایشان حال شود. به عبارت دیگر حال شدن دیون سایر مسئولین اسناد تجاری چنان که در توضیح ماده ۲۳۷ قانون تجارت آمد ناشی از ندادن تضمین معتبر است. در ماده ۴۲۲ ق.ت نیز از همین امر پیروی شده استف لکن آن چه باعث اشتباه می شود این است که قانونگذار در ماده مزبور به جای آن که بگوید سایر اشخاصی که مسئول تأدیه وجه سند تجاری می باشند. باید تأدیه آن را در سروعده تأمین نمایند والا وجه آن را نقداً بپردازند مقرر داشته :«وجه آن را نقداً بپردازند یا تأدیه آن را در سروعده تأمین نمایند»، یعنی اگر سایر مسئولین تأدیه وجه سند تجاری تأدیه آن را در سروعده تأمین نمایند» ملزم به پرداخت آن به طور نقد نخواهند بود، اما اگر از دادن تأمین مناسب امتناع ورزند اطمینان دارند سند به پرداخت وجه آن در سررسید به وسیله ایشان از بین رفته و دیون حال می شود. نتیجه آن که ماده ۴۲۲ ق.ت هیچ مطلب خلاف اصلی بیان ننموده و از همان ملاکی که در ماده ۲۳۷ ق.ت سابقاً بیان داشته پیروی نموده است.
فوت اشخاص حقیقی موجب ختم حساب می شود. به محض اطلاع از فوت انجام عملیات بانکی در حساب متوفی متوقف می گردد. البته پرداخت چک های صادره متوفی تا قبل از تاریخ فوت هیچ گونه مسئولیتی برای بانک ایجاد نمی نماید.
تاریخ صدور چک بر طبق ضوابط صحیح باشد و پس از آگاهی کامل و تعیین تاریخ قطعی صاحب حساب، پرداخت وجه چک هایی که تاریخ صدور آن قبل از تاریخ فوت باشد مانعی ندارد اما بعد از آن پرداخت نخواهد شد.