۳-۱) بیان مسئله

با توجه به بیانیه شماره ۴ هیئت تدوین کننده استانداردهای حسابداری که هدف اصلی از تهیه و ارائه صورت‌های مالی را کمک به استفاده کنندگان در راستای تصمیم گیری هایشان می‌داند، اطلاعات حسابداری باید دارای ویژگی های کیفی خاصی باشد. از جمله مهمترین این ویژگی ها می توان به قابلیت اعتماد و مربوط بودن این اطلاعات اشاره کرد. یکی از مهمترین و بحث انگیز ترین اقلام حسابداری می توان سرقفلی و دارایی های نامشهود را نام برد. صرفنظر از تعریف سرقفلی و دارائیهای نامشهود آنچه در این تحقیق اهمیت دارد و پایه و اساس شکل گیری آن نیز بوده است، بررسی وجود قابلیت اعتماد و مربوط بودن ارزش‌های گزارش شده این دو در صورت‌های مالی می‌باشد.

اگر اقلام حسابداری دارای دو ویژگی مربوط بودن و قابلیت اطمینان باشند، باید در تصمیم گیری استفاده کنندگان از این اطلاعات مفید واقع شوند و بر ارزش بازار شرکت اثر بگذارند. برای بررسی قابلیت اعتماد و مربوط بودن سرقفلی و دارایی های نامشهود گزارش شده در صورت‌های مالی ناگزیر باید تحت یک رابطه همبستگی این دو را با ارزش بازار شرکت سنجید.

۴-۱) چارچوب نظری تحقیق

دارایی‌ نامشهود به‌ یک‌ دارایی‌ غیرپولی‌ و فاقد ماهیت‌عینی‌ اطلاق‌ می‌شود که‌:

الف‌. به‌ منظور استفاده‌ درتولید یا عرضه‌ کالاها یا خدمات‌، اجاره‌ به‌ دیگران‌ یا برای‌ مقاصد اداری‌ توسط‌ واحد تجاری‌ نگهداری‌ می‌شود،

ب‌. با قصد استفاده‌ طی‌ بیش‌ از یک‌ دوره‌ مالی‌ توسط‌ واحد تجاری‌ تحصیل‌ شده‌ باشد، و

ج‌. قابل‌ تشخیص‌ باشد (استاندارد حسابداری، شماره ۱۷).

در تعریف جامع، سرقفلی را چنین بیان کرده‌اند: سرقفلی ممکن است شاخصی از تجارت باشد که شرکت ها را قادر می‌سازد تا سود مازادی نسبت به بازده سرمایه گذاری به طور نرمال کسب نمایند. مازاد سود یعنی سود اضافی که بیشتر از سود معمولی باشد. مفهوم سرقفلی یعنی آنچه که سبب می شود مشتریان بیشتری برای شرکت جلب گردد.

سرقفلی اساساً به موارد زیر بستگی دارد:

الف) حسن شهرت مالکین شرکت، ب) معروفیت محصولات، ج) اثربخشی آگهی و تبلیغات، د) موقعیت و جا و مکان مناسب، ه) انحصاری بودن محصولات، و) در دسترس نبودن محصولات مشابه.

سرقفلی فقط می‌تواند در امور تجاری به وجود آید. سرقفلی معروفیت و شهرتی است که یک فعالیت تجاری به کمک آن می‌تواند مشتریان زیادی را مجذوب خود نماید تا فروش را بیشتر و در نتیجه سود بیشتری را کسب نماید. بدین جهت سرقفلی نقش یک دارایی را ایفا می‌کند. سرقفلی همانند یک دارایی شرکت، اثربخش عمل می کند. سرقفلی به تدریج به دست می‌آید و غیر قابل رویت و نامحسوس می‌باشد. علی‌رغم این تفاوت ها، سرقفلی یک دارایی با ارزش برای موفقیت شرکت است. بعضی اوقات ممکن است یک شرکت برای سرقفلی، بیشتر از یک دارایی محسوس و قابل رویت تلاش نماید. از این رو، مصلحت نمی باشد که سرقفلی یک دارایی موهوم تلقی گردد (کرباسی یزدی،۱۳۸۷، ۳۸)^.

ارزش دفتری یکی از مفاهیم حسابداری است و با بهره گرفتن از معیار ارزش هر یک از اقلام دارایی بر اساس داده های تاریخی تعیین می‌گردد. ارزش دفتری دارایی ها همان ارقام و مقادیری است که در ترازنامه ی شرکت نوشته می شود و ارزش دفتری هر سهم عبارت است از نسبت حقوق صاحبان سهام عادی به تعداد سهام شرکت (مریدی پور و موسوی، ۱۳۸۵، ۲۱).

۵-۱) فرضیه های تحقیق

با توجه به اهداف تحقیق و با در نظر گرفتن موضوع تحقیق « بررسی قابلیت اعتماد و مربوط بودن ارزش های گزارش شده سرقفلی و دارایی های نامشهود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس تهران » طی سال‌های ۱۳۸۴ تا پایان ۱۳۸۸ فرضیه های پژوهشی زیر تدوین و ارائه می‌گردد تا پس از جمع‌ آوری اطلاعات، آن ها را برای تأیید یا رد مورد آزمون قرار دهیم:

فرضیه اصلی:

اقلام گزارش شده سرقفلی و دارایی های نامشهود توسط سیستم حسابداری، مربوط و قابل اطمینان است.

فرضیه های فرعی برای تأیید فرضیه اصلی:

1. 1. بین اقلام گزارش شده سرقفلی و ارزش بازار شرکت رابطه مستقیمی وجود دارد.

1. بین اقلام گزارش شده دارایی های نامشهود و ارزش بازار شرکت رابطه مستقیمی وجود دارد.

۶-۱) اهداف تحقیق

هدف کلی این پژوهش بررسی این موضوع است که آیا دو مورد از مهمترین ویژگی های کیفی اطلاعات حسابداری یعنی مربوط بودن و قابلیت اعتماد ،‌در مورد اقلام دارایی‌های نامشهود و سرقفلی مصداق دارند یا خیر. در حقیقت می توان هدف این تحقیق را کمک به استفاده کنندگان از اطلاعات حسابداری ‌در مورد وجود و یا عدم وجود کیفیت اطلاعات به طور موردی در خصوص ارزش های گزارش شده دارایی‌های نامشهود و سرقفلی بیان کرد(مریدی پور و موسوی، ۱۳۸۵، ۲۱).

۷-۱) حدود مطالعاتی

تحقیق حاضر در زمره تحقیقات تجربی در حوزه امورمالی و حسابداری می‌باشد. موضوعات مالی مانند سایر موضوعات علمی که از روش های آماری در پژوهش‌ها و تحقیقات خود استفاده می نمایند، نیازمند داده ها و اطلاعاتی می‌باشند که در طول یک دوره زمانی ایجاد می‌شوند و بدیهی است که هر اندازه تعداد داده های مورد نیاز، مربوط به دوره زمانی طولانی تر باشند، نتایج به دست آمده از روش های آماری با دقت و صحت بیشتری توأم خواهد بود. دوره زمانی پژوهش حاضر را سال‌های ۱۳۸۴ تا ۱۳۸۸ در نظر گرفته ایم. قلمرو تحقیق از لحاظ زمانی، مکانی و موضوعی به شرح زیر می‌باشد؛

۱-۷-۱) قلمرو زمانی

قلمرو این تحقیق از نظر زمانی سال‌های ۱۳۸۴ تا ۱۳۸۸ می‌باشد.

۲-۷-۱) قلمرو مکانی

قلمرو تحقیق از نظر مکانی، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد.

۳-۷-۱) قلمرو موضوعی

از لحاظ موضوعی قابلیت اعتماد و مربوط بودن ارزش های گزارش شده سرقفلی و دارایی های نامشهود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس تهران بررسی و مورد تجزیه و تحلیل قرار می‌گیرد.

۸-۱) واژگان کلیدی

دارایی‌ نامشهود : به‌ یک‌ دارایی‌ غیرپولی‌ و فاقد ماهیت‌عینی‌ اطلاق‌ می‌شود که ‌:

الف‌ . به منظور استفاده‌ در تولید یا عرضه‌ کالاها یا خدمات‌، اجاره‌ به‌ دیگران‌ یا برای‌ مقاصد اداری‌ توسط‌ واحد تجاری‌ نگهداری‌ می‌شود،

ب‌‌. با قصد استفاده‌ طی‌ بیش از یک‌ دوره‌ مالی‌ توسط‌ واحد تجاری‌ تحصیل‌ شده‌ باشد، و

ج‌‌. قابل‌ تشخیص‌ باشد.

دارایی‌ : عبارت‌ است‌ از حقوق‌ نسبت‌ به‌ منافع‌اقتصادی‌ آتی‌ یا سایر راه های‌ دستیابی‌ مشروع‌ به‌ آن‌ منافع‌ که‌ در نتیجه‌ معاملات‌ یا سایر رویدادهای‌ گذشته‌ به‌ کنترل‌ واحد تجاری‌ درآمده‌ است‌. (استانداردهای حسابداری ایران، شماره ۱۷).

دکتر صابر شعری و محمد مهدی نادری (۱۳۹۱) در مقاله” بررسی ارتباط عوامل کلان اقتصادی و ریسک اعتباری بانک ها ” ارتباط بین عوامل کلان اقتصادی و ریسک اعتباری بانک ها بررسی نمودند. عوامل کلان اقتصادی شامل نرخ رشد اقتصادی، نرخ تورم، حجم پول، شاخص قیمت سهام و نرخ ارز (دلار) می‌باشد. به منظور اندازه گیری ریسک اعتباری از نسبت ذخیره مطالبات مشکوک الوصول به کل تسهیلات استفاده شده است. نمونه شامل ۱۵ بانک و مؤسسه‌ اعتباری تحت نظارت بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران طی دوره زمانی ۱۳۸۲ تا ۱۳۸۸ می‌باشد. نتایج حاصل از پژوهش نشان می‌دهد بین نرخ رشد اقتصادی، نرخ تورم، شاخص قیمت سهام، نرخ ارز و ریسک اعتباری بانک ها ارتباط مثبت معنی داری وجود دارد. با امعان نظر به نتایج تحقیق می توان نتیجه گرفت که مدیران و ناظران سیستم بانکی به منظور کاهش ریسک اعتباری بانک ها، می بایست در تدوین سیاست های اعتباری و قوانین و مقررات ناظر بر بانک ها و مؤسسات اعتباری، عوامل کلان اقتصادی مؤثر بر ریسک اعتباری را لحاظ نمایند.

سید حسن قدسی پور و همکاران (۱۳۹۱) در مقاله ی ” ارزیابی ریسک اعتباری شرکت های وام گیرنده از بانک با بهره گرفتن از تحلیل سلسله مراتبی فازی و شبکه عصبی ترکیبی درجه بالا ” نحوه محاسبه ریسک اعتباری شرکت‌های متقاضی وام را بررسی کرده‌اند، به طوری که با بهره گرفتن از روش تحلیل سلسله مراتبی فازی معیارهای مؤثر بر ریسک اعتباری شرکت‌های متقاضی وام وزن دهی ‌شده‌اند و با بهره گرفتن از شبکه عصبی ارتباط بین معیارهای مؤثر بر ریسک اعتباری و میزان اعتبار شرکت متقاضی وام به صورت مدل جعبه بازاستخراج شده است. مدل شبکه عصبی با داده ­های تاریخی مربوط به ۱۷۴ شرکت وام گیرنده در سال­های ۱۳۸۳ تا ۱۳۸۷ از بانک ملت جمهوری اسلامی ایران وام دریافت نموده ­اند و دوره بازپرداخت آن­ها تمام شده است اجرا شده است. خروجی مدل قابلیت پیش‌بینی ریسک اعتباری با دقت ۸۴% را دارا ‌می‌باشد.

دکتر میرفیض فلاح شمس و حمید مهدوی راد (۱۳۹۱) در مقاله خود تحت عنوان ” طراحی مدل اعتبارسنجی و پیش‌بینی ریسک اعتباری مشتریان تسهیلات لیزینگ (مورد مطالعه: شرکت لیزینگ ایران خودرو)” ‌بر اساس داده های مشتریان حقیقی تسهیلات لیزینگ خودرو شرکت لیزینگ ایران خودرو از سال ۱۳۸۱ تا ۱۳۸۴ و با کاربرد آزمون تفاضل میانگین (t-student) و ضریب تعیین، ۵ متغیر خالص درآمد ماهیانه متقاضی، مدت تسهیلات، میزان تسهیلات، خالص درآمد ماهیانه ضامن و سابقه کار، به عنوان متغیرهای مؤثر بر ریسک اعتباری شناخته شدند. در بخش های بعد، با بهره گرفتن از مدل های اقتصادسنجی لاجیت و پروبیت، مدل پیش‌بینی ریسک اعتباری مشتریان حقیقی تسهیلات لیزینگ طراحی شد. آزمون های والد، درست نمایی و لاندای ویلکس برای هر دو مدل بررسی شد و نتایج نشان داد که کارایی مدل لاجیت (۹۸٫۳۹درصد) با بهره گرفتن از داده های تخمین بیش از مدل پروبیت (۹۷٫۴۴درصد) است.

دکتر سید محمدرضا سید نورانی و همکاران (۱۳۹۱) در مقاله خود با عنوان “رابطه علّیت بین سرمایه بانک و سودآوری؛ با تأکید بر جنبه نظارتی ساختار سرمایه” رابطه بین ساختار سرمایه و بازده سرمایه برای هجده مورد از بانک­های ایران در دوره ۱۳۸۲ تا ۱۳۸۸ بررسی کرده‌اند. نتایج حاصل از برآورد مدل به وسیله مدل­های رگرسیونی با داده های تابلویی نشان­دهنده آن است که یک رابطه مثبت بین اهرم­های مالی و بازده سرمایه وجود دارد. همچنین تحلیل برای تعیین رابطه بین بازده دارایی و ساختار سرمایه نیز گسترش پیدا ‌کرده‌است. شواهد از این فرضیه که رابطه مثبت بین بازده دارایی و ساختار سرمایه وجود دارد، حمایت می­ کند. همچنین از دیگر نتایج تحقیق رابطه مثبت بین نسبت بدهی و معیارهای سودآوری ‌می‌باشد. شایان ذکر است که سودآوری به صورت دو معیار بازده دارایی و بازده سرمایه تعریف شده است.

زهرا خوشنود (۱۳۹۱) در مقاله” ارزیابی رهنمود مدیریت ریسک نقدینگی در مقایسه با رهنمودهای بین‌المللی جدید مدیریت ریسک نقدینگی ” با ارزیابی و نقد این رهنمود در مقایسه با رویکرد جدید بین‌المللی، افق مناسبی را جهت طراحی رهنمودی جدید و پیاده سازی ساختار مناسب مدیریت ریسک نقدینگی در سیستم بانکی ایران به تصویر می کشد.

محمد ابراهیم پورزندی و همکاران (۱۳۹۱) در تحقیق “طراحی مدل اندازه گیری ریسک نقدینگی در نظام بانکداری بدون ربا” با هدف ارائه مدلی مطلوب برای اندازه گیری ریسک نقدینگی در نظام بانکداری بدون ربای ایران، پس از تعیین متغیرهای مؤثر بر ریسک نقدینگی، اهداف و محدودیت های ساختاری و آرمانی مدل، از رویکرد برنامه ریزی آرمانی استفاده ‌کرده‌است. بدین منظور با پیش‌بینی نقدینگی سال ۱۳۸۹، جهت اندازه گیری ریسک نقدینگی، نقدینگی حاصل از مدل و نقدینگی واقعی طی سال های ۱۳۸۶ تا ۱۳۸۹با هم مقایسه شده است. این مقایسه می‌تواند کمبود یا مازاد نقدینگی بانک را نشان دهد. نتایج حاکی از آن است که کلیه اولویت ها و اهداف تعریف شده از سوی مدیران بانک به طور کامل تامین شده است. به عبارت دیگر، اهداف مورد نظر مدیران با توجه به محدودیت های ساختاری بانک برآورده می شود؛ درصورتی که تخصیص منابع در بانک ‌بر اساس مدل پیشنهادی باشد.

هادی حیدری و اعظم احمدیان (۱۳۹۱) در مقاله خود تحت عنوان” تأثیر شرایط اقتصاد کلان بر سود و زیان بانک ها (مطالعه موردی یکی از بانک های خصوصی کشور)” با بهره گرفتن از مدل خود رگرسیون برداری با متغیرهای برون‌زا به بررسی تأثیر شوک های کلان اقتصادی بر سود و زیان یکی از بانک های خصوصی پرداختند. نتایج حاصل از تخمین مدل با متغیرهای برون‌زا نشان می‌دهد که متغیرهای برونزای ترازنامه ای مانند وجوه نقد و شاخص های اقتصاد کلان مانند ارزش افزوده بخش ها، نرخ تورم و نرخ ارز بازار غیر رسمی بر سود و زیان بانک تأثیر می‌گذارند. نتایج حاصل از تابع واکنش آنی بیانگر این است که شوک های وارده از سمت سود خالص غیر بهره ای موجب تلاطم شدید سود خالص بهره ای می شود. علاوه بر آن نتایج حاصل از آزمون تنش بیانگر این است که در صورت وقوع رکود اقتصادی، سود خالص بهره ای سریع تر از سود خالص غیر بهره ای تغییر می‌کند.

کیمیاگری و همکاران(۱۳۹۱) در مطالعه ای با عنوان “مدل ریسک اعتباری بازپرداخت تسهیلات مشتریان اعتباری بانک (موردی حوزه شهرضا بانک ملی ایران) ” با بهره گرفتن از روش رگرسیون لجستیک یک نمونه ۳۱ تایی از شرکت ها که در سال‌های ۱۳۸۶ تا ۱۳۹۰ از بانک ملی حوزه شهرضا تسهیلات اعتباری دربافت نموده اند، بررسی شده است. این کار با انتخاب ۲۸ متغیر که از لحاظ سیستم بانکی و مجربین این رشته اهمیت به سزایی داشته انتخاب شده و پس از جد اسازی نوع کمی وکیفی، تعداد ۱۵ متغیر اصلی انتخاب شدند اعتبار و با ایجاد یک جدول تمامی اطلاعات به دست آمد و با بهره گرفتن از نرم افزارSPSS نتایج مبنی بر ارتباط مشتریان با باز پرداخت به دست آمد.

پیش­فرض نرمال بودن توزیع داده ­ها: برای اطمینان از نرمال بودن توزیع داده های به دست آمده از پرسشنامه رضایت از زندگی، آزمون کولموگروف- اسمیرنوف مورد استفاده قرار گرفت. نتایج حاصل از این آزمون در جدول ۴-۱۳ ارائه شده است.

جدول ۴-۱۳: آزمون کولموگروف- اسمیرنوف برای اطمینان از نرمال بودن توزیع نمرات متغیر رضایت از زندگی

متغیر

Z اسمیرنف

سطح معناداری

رضایت از زندگی

۶۷۲٫

۸۹۸٫

همان طور که در جدول فوق نشان داده شده است، داده ­های به دست آمده از اجرای پرسشنامه رضایت از زندگی دارای توزیع نرمال هستند (آزمون کولموگروف- اسمیرنوف در متغیر رضایت از زندگی معنادار نمی‌باشد). ‌بنابرین‏ پیش‌فرض نرمال بودن توزیع داده ­ها رعایت شده است.

پیش­فرض همگنی واریانس‌ها: مفروضه همگنی واریانس‌های متغیر رضایت از زندگی با بهره گرفتن از آزمون لون مورد بررسی قرار گرفت. نتایج این آزمون در جدول ۴-۱۴ ارائه شده است.

جدول ۴-۱۴: آزمون لون برای اطمینان از همگنی واریانس‌های متغیر رضایت از زندگی

متغیر

F

درجه آزادی ۱

درجه آزادی۲

سطح معناداری

رضایت از زندگی

۰۰۳٫

۱

۱۴

۹۵۴٫

همان طور که مشاهده می‌شود نتایج نشان داد که آزمون لون معنی­دار نمی‌باشد (۹۵۴/۰ P= ،۰۰۳/۰= _(۱۴،۱)F) که نشان دهنده این است که واریانس­ها همگن هستند. ‌بنابرین‏ آزمون تحلیل کوواریانس برای مقایسه پس‌آزمون رضایت از زندگی قابل اجراست. نتایج تحلیل کوواریانس در جدول ۴-۱۵ ارائه شده است.

جدول ۴-۱۵: مقایسه پس‌آزمون رضایت از زندگی در دو گروه با کنترل اثر پیش‌آزمون

منابع تغییرات

Df

F

P-value

ضریب اثر

توان آماری

پیش آزمون

۱

۵۰٫۴۱۹

۰۰۰٫

۷۹۵٫

۱٫۰۰۰

گروه

۱

۴۱٫۳۷۱

۰۰۰٫

۷۶۱٫

۱٫۰۰۰

خطا

۱۳

کل

۱۶

با بهره گرفتن از داده های جدول فوق می‌توانیم به بررسی فرضیه دوم تحقیق بپردازیم. همان طور که در جدول فوق مشاهده می‌شود نتایج به دست آمده از مقایسه پس‌آزمون متغیر رضایت از زندگی در دو گروه با کنترل کردن اثر پیش‌آزمون حاکی از این است که پس از شرکت در جلسات روان‌درمانی پویشی کوتاه مدت به شیوه گروهی، نمره رضایت از زندگی افرادی که در گروه آزمایش شرکت داشتند، نسبت به آن‌هایی که در گروه گواه جایگزین شده بودند، افزایش معناداری داشته است (۰۰۰۵/۰ P<، ۳۷۱/۴۱ = _(۱٫۱۳)F). همان‌ طور که مشاهده می‌شود سطح معناداری به دست آمده از آزمون تحلیل کوواریانس کمتر از نقطه بحرانی تحقیقات علوم انسانی یعنی ۰۵/۰ می‌باشد، ‌بنابرین‏ فرض صفر رد و فرض خلاف یا همان فرض پژوهشگر تأیید می‌گردد. ‌بنابرین‏ فرضیه دوم تحقیق نیز تأیید می‌شود.

فصل پنجم: بحث و نتیجه‌گیری

پژوهش حاضر به منظور بررسی اثربخشی روان‌درمانی پویشی کوتاه مدت به شیوه گروهی بر کاهش بحران هویت میانسالی و افزایش رضایت از زندگی میانسالان انجام شد. برای این منظور از جامعه میانسالان ساکن شهر مشهد نمونه‌ای به حجم ۱۶ نفر انتخاب شده و در دو گروه کنترل و آزمایش قرار گرفتند. اعضای گروه آزمایش ۱۲ جلسه روان‌درمانی پویشی کوتاه مدت به شیوه گروهی را دریافت کردند، اما برای اعضای گروه گواه مداخله خاصی ارائه نشد. برای سنجش میزان بحران هویت میانسالی و رضایت از زندگی آزمودنی‌ها در مرحله پیش‌آزمون و پس‌آزمون از پرسشنامه‌ بحران هویت میانسالی (ICQ) و مقیاس رضایت از زندگی دینر و همکاران (۱۹۸۵) استفاده گردید و اطلاعات حاصل از این پرسشنامه‌ها با بهره گرفتن از روش‌های آمار توصیفی و استنباطی تجزیه و تحلیل شد. نتایج حاکی از این بود که شرکت در جلسات روان‌درمانی پویشی کوتاه مدت به شیوه گروهی باعث کاهش بحران هویت میانسالی و افزایش رضایت از زندگی میانسالان می‌گردد. در ادامه نتایج به دست آمده در تحقیق حاضر به تفصیل ارائه می‌گردد و در ارتباط با دیدگاه ­ها و پژوهش­های مربوط به بحث گذاشته می‌شوند.

فرضیه اول:

روان درمانی پویشی کوتاه مدت گروهی به طور معناداری باعث کاهش نشانه های بحران هویت میانسالی در گروه ازمایش نسبت به گروه کنترل می‌شود.

به منظور آزمون این فرضیه از تحلیل کوواریانس استفاده شد. همان طور که در جدول ۴-۱۲ مشاهده می‌شود، نتایج نشان داد که پس از شرکت در جلسات روان‌درمانی پویشی کوتاه مدت به شیوه گروهی، نمره بحران هویت میانسالی افرادی که در گروه آزمایش شرکت داشتند، نسبت به آن‌هایی که در گروه گواه جایگزین شده بودند، کاهش معناداری داشته است. ‌بنابرین‏ روان‌درمانی پویشی کوتاه‌مدت به شیوه گروهی، موجب کاهش بحران هویت میانسالی در میانسالان می‌شود.

این یافته تحقیق‌ با نتایج تحقیقات کاظمیان (۱۳۸۶)، محمد، جزایری، دولتشاهی، رضایی و پورشهباز (۱۳۸۷)، لواسانی، عاطف وحید، اصغرنژاد و فرزاد (۱۳۸۸)، رضایی، محمدخانی و دولت شاهی (۱۳۸۸)، اسمیت (۲۰۰۸)، دی‌جونگ و همکاران (۲۰۰۱)، ماینا، فورنر و بوکتو (۲۰۰۵) و گالاگر- تامپسون و استفان (۱۹۹۴) که به تأثیرات مثبت روان‌درمانی پویشی کوتاه‌مدت بر کاهش بحران هویت میانسالی و افزایش سلامت روانی میانسالان اشاره کرده‌اند، همخوانی‌ دارد.

مطالعات تحولی نشان داده‌اند وقتی افراد تغییرات مرتبط با افزایش سن و تغییرات عمده در محیط را تجربه می‌کنند، ممکن است نگرشی که نسبت به خود دارند و عزت نفس آن‌ ها تضعیف شود، اگرچه همه افراد این پدیده را تجربه نمی‌کنند. رویدادهایی مورد انتظاری که به وقوع نپیوسته اند مانند امکانات و تجربیاتی که فرد آرزو داشته، اما نتوانسته است به آن دست یابد یا کودکی که هرگز نتوانسته به دنیا بیاورد، در میانسالی بسیار با اهمیت و اضطراب آور می‌شوند. این رویداد‌ها، از طریق مکانیزم مقایسه اجتماعی توانایی تاثیرگذاری بر عزت نفس فرد را به دست می‌آورند که زمینه به وجود آمدن بحران هویت میانسالی را فراهم می‌کند (لاچمن، ۲۰۰۴).

۱- صدور حکم اشتباه

بسیاری اتفاق می افتد در مراحل تعقیب و رسیدگی و دادرسی و صدور حکم در اثر اشتباهات قضات یا سوء جریان محاکمات و یا اعترافات بی اساس که در مراجع قضایی صورت می‌گیرد و منتهی به صدور دادنامه می شود و پس از قطعیت یافتن دادنامه پس از بررسی های مجدد و کشف ادله جدیدی مشخص می‌گردد که حکم صادره با دلایل صادقانه نبوده است که در این حالت با کشف و دستگیری متهم اصلی و مدارک و مستندات موثق بی گناهی محکوم اولیه مشخص می‌گردد.مانند زمانی که فردی تحت تأثیر عوامل خارجی و یا اختلافات محلی اعتراف به قتل عمدی نماید ولی بعداً مشخص می‌گردد که او قاتل نبوده است و دیگری قاتل است لذا دادگاه هم با اجازه دیوان عالی کشور برای بار دیگر رسیدگی می‌کند و تکلیف امر را مشخص می کند. در اینجا ناگزیر برای اعاده حیثیت متهم اول دادگاه می بایست حکم اعاده حیثیت او را صادر نماید و وی را نمی توان منتظر گذاشت تا مرور زمان اعاده حیثیت فرارسد زیرا اولاً وی مجرم نبوده و با حکم بعدی مبرا از گناه شناخته شده است. ثانیاًً با برائت او انتظار مرور زمان بی مورد خواهد بود ‌بنابرین‏ در این موارد لازم است در ضمن حکم مجرمیت متهم دوم حکم اعاده حیثیت متهم اول نیز صادر گردد. و ‌به این ترتیب سابقه محکومیت از سجل کیفری او محو گردد

۲-اعاده اعتبار تاجر ورشکسته

همان طوری که می‌دانیم یک تاجر ورشکسته در نتیجه حکم ورشکستگی برخی از صلاحیتهای حقوقی خود را از دست می‌دهد.به طوری که ‌بر اساس ماده ۴۱۸ قانون تجارت تاجر ورشکسته از تاریخ صدور حکم از مداخله در تمام اموال خود ممنوع بوده و مدیر تصفیه قائم مقام قانونی وی محسوب شده حق دارد بجای او از اختیارات مذبور استفاده نماید وقتی این محرومیت مدنی ازبین می رود که تاجر مذکور موفق به اعاده حیثیت تجاری شود که این ترتیب را قانون تجارت در مواد ۵۶۱ الی ۵۷۵ بیان نموده است. که این نوع اعاده حیثیت از نظر قانون‌گذار ما به صورت اعاده حیثیت قضائی است که محتاج به صدور حکم از طرف دادگاه می‌باشد.

از طرف دیگر در ماده ۵۷۵ قانون تجارت ورشکستگان به تقلب وهمچنین اشخاصی که برای سرقت یا کلاهبرداری یا خیانت در امانت محکوم شده اند مادامی که از جنبه جزایی اعاده حیثیت نکرده اند نمی توانند از جنبه تجاری اعاده اعتبار نمایند لذا در این حالت است که می بینیم با حذف مقررات اعاده حیثیت حتی تاجری که طلب طلبکاران را به طور کامل پرداخت نموده باشد باز هم در حق وی حکم اعاده اعتبار صادر نخواهد شد و این امر مانعی است برای تجار ورشکسته و موجبات لطمات اقتصادی به کشور نیز خواهد شد. از لحاظ جزایی ورشکستگی به دو دسته تقسیم می‌گردد:

الف- ورشکستگی به تقصیر

از میان این سه نوع ورشکستگی دو نوع اخیر آن یعنی ورشکستگی به تقصیر و ورشکستگی به تقلب دارای جنبه کیفری بوده و از نظر قانون تجارت و قانون مجازات اسلامی، تاجری که ورشکستگی او در نتیجه تقصیر یا تقلب حاصل شده باشد مجرم و قابل تعقیب و مجازات خواهد بود.

به طور کلی نه در قانون تجارت و نه در قانون مجازات اسلامی تعریفی از بزه ورشکستگی به تقلب و تقصیر بعمل نیامده است ؛ لیکن ماده ۵۴۹ قانون تجارت در رابطه با ورشکستگی به تقلب اشعار می‌دارد: « هر تاجر ورشکسته که دفاتر خود را مفقود یا قسمتی از دارایی خود را مخفی و یا به طریق مواضعه و معاملات صوری از میان برده و همچنین هر تاجر ورشکسته که خود را به وسیله اسناد و یا به وسیله صورت دارایی و قروض به طور تقلب به میزانی که در حقیقت مدیون نمی باشد، مدیون قلمداد نموده است، ورشکسته به تقلب اعلام و مطابق قانون جزا مجازات می شود.» ‌در مورد ورشکستگی به تقصیر نیز در هیچ یک از دو قانون فوق الاشعار، تعریفی به چشم نمی خورد، لیکن ‌در مورد این بزه نیز ماده ۵۴۱ قانون تجارت مقرر داشته: « تاجر در موارد ذیل ورشکسته به تقصیر اعلان می شود:

۱ در صورتی که محقق شود مخارج شخصی یا مخارج خانه مشارالیه در ایام عادی بالنسبه به عایدی او فوق العاده بوده است.

۲ در صورتی که محقق شود تاجر نسبت به سرمایه خود مبالغ عمده صرف معاملاتی کرده که در عرف تجارت مرهوم یا نفع آن منوط به اتفاق محض است.

۳ اگر به قصد تأخیر انداختن ورشکستگی خود خریدی بالاتر یا فروشی نازل تر از مظنه روز کرده باشد یا اگر به همان قصد وسایلی که دور از صرفه است به کار برده تا تحصیل وجهی نماید اعم از اینکه از راه استقراض یا صدور برات یا به طریق دیگر باشد.

۴ اگر یکی از طلبکارها را پس از تاریخ توقف بر سایرین ترجیح داده و طلب او را پرداخته باشد.» همچنین بموجب ماده ۵۴۲ قانون تجارت : « در موارد ذیل هرتاجر ورشکسته ممکن است ورشکسته به تقصیر اعلام شود.

۱ اگر به حساب دیگری و بدون آنکه در مقابل عوضی دریافت نماید تعهداتی کرده باشد که نظر به وضعیت مالی او در حین انجام آن ها آن تعهدات فوق العاده باشد.

۲ اگر عملیات تجارتی او متوقف شده و مطابق ماده ۴۱۳ این قانون ۱ رفتار نکرده باشد.

۳ اگر از تاریخ اجرای قانون تجارت مصوب ۲۵ دلو ( بهمن ماه)۱۳۰۳و۱۲ فروردین ماه و ۱۲ خرداد ۱۳۰۴ دفتر نداشته یا دفاتر او ناقص یا بی ترتیب بوده یا در صورت دارایی وضعیت حقیقی خود را اعم از قروض و مطالبات به طور صریح معین نکرده باشـد.» ( مشروط بر اینکه در این موارد مرتکب تقلبی نشده باشد.)

ب- ورشکستگی به تقلب

عنصر قانونی

بزه ورشکستگی به تقلب علاوه بر ماده ۵۴۹ قانون تجارت که در سطور پیشین بدان اشاره گردید، ماده ۶۷۰ قانون مجازات اسلامی است که مقرر مــی دارد: « کسانی که به ‌عنوان ورشکستگی به تقلب محکوم می‌شوند، به مجازات حبس از یک تا ۵ سال محکوم خواهند شد.» در بررسی ارکان و عناصر متشکله این بزه و تبیین ماهیت جرم ورشکستگی به تقلب بررسی عناصر مادی و روانی این بزه ضروری است که ذیلاٌ بدان پرداخته می شود.

عنصر مادی جرم

در خصوص عنصر مادی این بزه ناگزیر از رجوع به مقررات قانون تجارت هستیم، زیرا ماده ۶۷۰ ق.م.ا صرفاٌ به بیان مجازات این بزه بسنده کرده و در مقام بیان رکن مادی این بزه نمی باشد. بطورکلی عنصر مادی این بزه را باید عبارت از توسل و تشبت به اعمال و وسایل متقلبانه و خدعه آمیزی دانست که در ماده ۵۴۹ قانون تجارت بدان اشاره گردیده است.

این اعمال و وسایل عبارتند از:

۱ مفقود کردن دفاتر تجارتی.

۲ مخفی کردن قسمتی از دارایی.

۳ از بین بردن دارایی از طریق مواضعه و معاملات صوری.

۴ مدیون قلمداد کردن خود به صورت متقلبانه.

‌بنابرین‏ می‌توان گفت وکالت در فقه و حقوق ایران عبارت از عقدی جایز است، که به‌موجب آن‌یکی از طرفین، طرف دیگر را برای انجام امری نایب (جانشین) خود قرار می‌دهد. وکالت دهنده را موکل، و وکالت‌گیرنده را وکیل می‌نامند.

۱-۱-۲: اوصاف وکالت

۱-۱-۲-۱: وکالت عقد است یا ایقاعات

در اینکه وکالت عقد است یا اذن (ایقاعات) بین فقها نظرات متفاوتی بیان‌شده است. این اختلاف ازآنجا ناشی می‌شود که وکالت جزء عقودی است که از جهات گوناگون به اذن شباهت دارد. اثر اصلى وکالت اذن است؛ چنان‌که اذن براى اذن دهنده تعهّد و الزامى در پى ندارد، در وکالت نیز هر یک از طرفین عقد، هرگاه اراده کند، مى‏تواند عقد را برهم بزند. همان‏گونه که اذن با فوت یا جنون اذن دهنده از بین مى‏رود، وکالت نیز همانند عقود جایز دیگر با فوت یا جنون یکى از طرفین منفسخ مى‏شوند.

‌به این دلیل، بعضى از فقها آن را از مصادیق اذن دانسته و معتقدند که وکالت عقد نمى‏باشد، بلکه همانند اذن بدون توقف بر قبول طرف مقابل تحقق مى‏یابد، زیرا هرگاه کسى به دیگرى بگوید تو را درفروش خانه‏ام وکیل نمودم و آن شخص خانه را بفروشد، بیع صحیح است؛ اگرچه فروشنده از قصد نمایندگى و این‏که عمل مذبور قبول وکالت است، غافل باشد. حال آن‏که اگر وکالت، عقد باشد، بیع مذبور غیر نافذ خواهد بود، چون قبل از بیع، وکالت محقق نشده است. زیرا ایجاب و قبول هر دو به‌قصد و چیزى که بر قصد دلالت کند، محتاج مى‏باشد و رضاى باطنى بدون قصد و کاشف خارجى قبول شمرده نمى‏شود.
بااین‌حال، مشهور فقیهان می‌گویند وکالت عقد است، زیرا اذن، ایقاع است. ازاین‌رو، به‌صرف انشاى اذن دهنده واقع مى‏شود، ‌در حالی‏که وکالت، زمانى تحقق مى‏یابد که موردقبول طرف عقد قرار گیرد. همچنین اراده طرف مقابل نه تنها در تحقق، بلکه در بقاى آن‌ ها نیز مؤثر است. به همین جهت، چنان چه طرف دیگر اراده کند، عقود مذکور فسخ مى‏گردد. ولى در اذن، رد یا قبول مأذون در وقوع یا بقاى آن نقشى ندارد و مأذون حتى ‌در صورتیکه اذن را رد کند، یا پس از قبول آن، منصرف شود، تا زمانى که اذن باقى است، مى‏تواند ‌در مورد اذن تصرف نماید. قانون مدنى به پیروى از نظریه مشهور فقها، در مواد ۶۰۷^[۲]، ۶۳۵ ^[۳]و ^[۴]۶۵۶ قانون مدنی به عقد بودن ودیعه، عاریه و وکالت تصریح ‌کرده‌است.

البته باید اضافه کنیم که درست است که وکالت عقد است، ولی قانون‌گذار در موادی آثار عقود اذنی را بر آن بار نموده است. ازجمله ماده ۶۸۱ قانون مدنی نیز که مقرر می‌دارد: «بعدازاینکه وکیل استعفا داد، مادامی‌که معلوم است موکل به اذن خود باقی است، می‌تواند در آنچه وکالت داشته اقدام کند»، که این خود آثاری دارد ازجمله اینکه بعد از استعفا چنانچه موکل در اذن خود باقی باشد، اقدامات وکیل از باب مأذون است، ‌بنابرین‏ نمی‌تواند، بر اساس قرارداد وکالت، حق‌الوکاله بگیرد و مستحق اجرت‌المثل است، زیرا دیگر وکالتی وجود ندارد.

۱-۱-۲-۲: وکالت جایز است یا لازم

وکالت عقدی است جایز ‌بنابرین‏ هر یک از موکل و وکیل هر زمان که بخواهد می‌تواند آن را بر هم زند^[۵] چون وکالت عقد مبتنی بر اعطای نیابت و تفویض اذن است، ‌بنابرین‏ هم موکل می‌تواند از اذن خود رجوع نماید و هم وکیل حق استعفا دارد. همچنین این عقد مانند سایر قراردادهای جایز به موت و جنون و سفه در مواردی که رشد معتبر است، منفسخ می‌شود. ماده ۹۵۴ و ۶۸۲ قانون مدنی بیان می‌دارد در وکالت تعیین مدت نیز سبب لزوم عقد نمی‌شود و قبل انقضای مدت هم طرفین می‌توانند عقد وکالت را به هم بزنند.

‌بنابرین‏ با جایز دانستن عقد، در انحلال وکالت با فسخ و انفساخ تردیدی نیست اما آیا علی‌رغم این‌که تفاسخ مختص عقد لازم است در وکالت هم جایگاهی دارد؟

به نظر می‌رسد در دو مورد تفاسخ در وکالت معنا پیدا می‌کند اول اینکه زمانی که حق عزل و استعفا سلب شود برای انحلال عقد نیاز به رضایت دو طرف می‌باشد. چراکه به نظر می‌رسد در این صورت عقد وکالت از حالت جایز به لازم تغییر شکل می‌کند چون باید رضایت دو طرف یعنی اقاله وجود داشته باشد تا انحلال صورت گیرد.

مورد دیگر درجایی است که برای اینکه طرفین ادعای احتمالی آینده را مطرح نکنند بهتر است که در قالب تفاسخ عمل نمایند یعنی با توافق اقاله کنیم چون به طور مثال عزل وکیل درزمانی که او عملیاتی برای وکالت انجام داده است موجب خساراتی به وی می‌شود که می‌تواند ادعای خسارت کند.

۱-۱-۲-۳: وکالت عهدی است یا اذنی

اکثر نویسندگان حقوقی^[۶] وکالت را در زمره عقود اذنی آورده‌اند و معتقدند اثر اصلی وکالت، اذن موکل به وکیل جهت تصرف ‌در مورد وکالت است.

برخی دیگر^[۷] عقد وکالت را قراردادی عهدی می‌دانند^[۸]؛ در ارزیابی این دو نظر می‌توان گفت که در چارچوب قانون مدنی، وکالت بی‌گمان عقدی است اذنی؛ زیرا اگرچه از تعریف ماده ۶۵۶ اذنی بودن وکالت برنمی‌آید، ولی قانون‌گذار در مواد ۶۷۸، ۶۷۹ و ۶۸۲ آثار عقود اذنی را بر وکالت بار نموده است. بدین توضیح که مستفاد از بندهای ۱ و ۲ ماده ۶۷۸ قانون مدنی، وکالت قراردادی است جایز، زیرا دو واژه عزل و استعفا چیزی جز فسخ وکالت نیست. همچنین طبق بند ۳ همین ماده، عقد وکالت براثر موت یا جنون هر یک از طرفین منفسخ می‌شود. این ماده به سفه که یکی از عوامل مؤثر در انفساخ عقود اذنی است اشاره ننموده، ولی مقنن در ماده ۶۸۲ از سفه تحت عنوان محجوریت و حجر نام‌برده است. وانگهی از ماده ۶۸۱ قانون مدنی نیز که مقرر می‌دارد: «بعدازاینکه وکیل استعفا داد، مادامی‌که معلوم است موکل به اذن خود باقی است، می‌تواند در آنچه وکالت داشته اقدام کند»، می‌توان اذنی بودن وکالت را استنباط نمود. بدین بیان که در این ماده برخلاف مواد ۶۵۶ و ۶۵۷ قانون مدنی، نظری پذیرفته‌شده که مطابق آن وکالت مخلوطی از یک عقد و یک ایقاع (اذن عام) می‌باشد^[۹]. به‌موجب این نظر اراده موکل به دو اذن تجزیه می‌شود: یکی اذن عام که در قالب ایقاع است و تحقق اثر آن منوط به قبول وکیل نیست و دیگر اذن در قالب ایجاب که وکیل باید آن را بپذیرد تا عقد وکالت (در کنار اذن عام) منعقد گردد. از این تحلیل به‌خوبی نتیجه می‌شود که وکالت در زمره عقود اذنی است هرچند همراه با یک ایقاع اذنی باشد. بااین‌وجود پذیرش اذنی بودن وکالت، هم ازلحاظ منطقی و هم ازنظر آثار حقوقی این عقد، به دلایل ذیل دشوار است: