از آنجایی که احتمال آماره جارک- برا در جدول(۴-۲) برای متغیر وابسته مدل(بازده سهام) کمتر از ۵% است، فرضیه صفر مبنی بر نرمال بودن توزیع متغیرهای مربوطه رد می‎شود.

در این راستا برای نرمال سازی متغیرهای مذکور از تبدیل جانسون(Johnson) استفاده شده است، همان‌ طور مشاهده می‎شود احتمال آماره داده‎های اولیه برای متغیر وابسته مذکور کمتر از ۰۵/۰ است که حاکی از نرمال نبودن آن است که با نرمال سازی توسط نرم افزار افزایش‎یافته است، در نتیجه فرضیه H₀ مبنی بر نرمال بودن متغیر پذیرفته می‎شود. جدول(۴-۳)نتایج حاصل از نرمالیته متغیروابسته را قبل و بعد از نرمال شدن نشان می‎دهد.

جدول(۴-۳)نتایج حاصل از نرمالیته متغیروابسته

متغیر

بازدهی سهام

قبل از نرمال سازی

Jarque-Bera

۴۶/۴۱۶۰۵

Probability

۰۰۰/۰

بعد از نرمال سازی

Jarque-Bera

۷۶۵/۲۱

Probability

۰۲۸/۰

۴-۴٫ آزمون مانایی متغیرها

همان‌ طور که در فصل سوم بیان شد قبل از برآورد مدل به منظور اطمینان از نتایج تحقیق و ساختگی نبودن روابط موجود در رگرسیون و معنی دار بودن متغیرها، اقدام به انجام آزمون مانایی و محاسبه ریشه واحد متغیرهای تحقیق در مدل‌آموزش‌ها گردید. آزمون مذبور با بهره گرفتن از نرم افزار Eviews7 و روش آزمون لوین، لین و چو^[۱۰] (۲۰۰۲) انجام گردید. در آزمون ریشه واحد فرضیه صفر بیانگر وجود ریشه واحد بوده و در صورتی که احتمال جدول کوچکتر از ۰۵/۰ باشد به احتمال ۹۵ درصد فرضیه صفر پذیرفته نمی‎شود.

نتایج حاصل از آزمون ریشه واحد برای متغیرهای مدل به شرح جدول (۴-۴) می‎باشد:

با توجه به نتایج حاصل از جدول(۴-۴) مشخص گردید که تمامی‎متغیّرها در سطح مانا بودند. نتایج کامل این آزمون در پیوست انتهای پایان نامه نشان داده شده است.

جدول ۴-۴) نتایج آزمون­ ریشه واحد LLC( Levin, Lin & Chu، با عرض از مبدأ و روند)

متغیر

Levin,lin & chut

آماره
احتمال

RET

۲۱/۱۲-

۰۰۰/۰

Ni_t-1

۱۳/۱۰-

۰۰۰/۰

∆RI

۳۴/۹-

۰۰۰/۰

IC _t-1*WACC∆

۵۳/۷-

۰۰۰/۰

Ni_t*1-t ∆

۵۹/۱۱-

۰۰۰/۰

IC _t-2*WACC∆

۲۲/۱۳-

۰۰۰/۰

۴-۵٫ آزمون هم خطی

قبل از برآورد مدل لازم است تا عدم وجود هم خطی میان متغیرهای مستقل آزمون شود. برای بررسی وجود‎یا عدم وجود هم خطی میان متغیرهای مستقل پژوهش از تحلیل همبستگی استفاده شده است؛ که اینکار با محاسبه ضریب همبستگی پیرسون انجام می‎شود. جدول (۴-۵) ضرایب همبستگی پیرسون میان متغیرهای مستقل مدل را نشان می‎دهد:

با توجه به نتایج جدول (۴-۵) مشخص گردید ضریب همبستگی خیلی زیاد‎یا خیلی کم (نزدیک به ۱+‎یا ۱-) که نتایج تحلیل رگرسیونی را تحت تأثیر قرار دهد مشاهده نمی‎شود. در نتیجه هم خطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد. نتایج کامل این آزمون در پیوست در انتهای پایان نامه نشان داده شده است.

جدول ۴-۵) ماتریس ضرایب همبستگی پیرسون متغیرهای مستقل تحقیق

متغیر

Ni_t-1

∆RI

IC _t-1*WACC∆

Ni_t*1-t ∆

IC _t-2*WACC∆

Ni_t-1

۱

∆RI

۴۶۳/۰-

۱

IC _t-1*WACC∆

۰۳۲/۰

۰۰۳/۰-

۱

Ni_t*1-t ∆

۳۴۴/۰-

۶۲۶/۰

۰۷۲/۰

۱

IC _t-2*WACC∆

۴۱۳/۰-

۴۷۶/-۰

۲۰۲/۰

۲۱۵/۰-

۱

۴-۶٫ برآورد مدل و تجزیه و تحلیل مدل نهایی

در پژوهش حاضر، مدل‎های مذکور با بهره گرفتن از مدل داده‎های ترکیبی برآورد می‎شوند. بدین ترتیب که چند شرکت در طول زمان مورد بررسی و تجزیه و تحلیل قرار می‎گیرند. در تجزیه و تحلیل داده‎های ترکیبی‎یک محیط بسیار غنی از اطلاعات برای گسترش تکنیک‎های تخمین و نتایج قابل تحلیل فراهم می‎گردد. در بسیاری از موارد، پژوهشگران می‎توانند از داده‎های ترکیبی، برای مواردی که نمی‎توان فقط به صورت سری زمانی‎یا فقط به صورت مقطعی بررسی کرد، بهره بگیرند. همان گونه که در فصل سوم اشاره شد در داده‎های ترکیبی ابتدا به منظور انتخاب بین روش‎های داده‎های تابلویی و داده‎های تلفیقی از”آزمون F لیمر”استفاده می‎شود. اگر p-value محاسبه شده بیشتر از سطح خطای ۵ درصد باشد ازداده‎های تلفیقی(Pooled) و در غیر اینصورت از داده‎های تابلویی(Panel) استفاده خواهد شد.

در صورتی که داده‌آموزش‌ها به صورت تابلویی باشند، برای بررسی این موضوع که آیا عرض از مبدأ به صورت اثرات ثابت است‎یا اینکه در ساختار واحدهای مقطعی به صورت تصادفی عمل می‎کند، از “آزمون‎هاسمن” استفاده می‎شود. اگر احتمال آزمون‎هاسمن کوچکتر از ۵ درصد باشد، فرض صفر(اثرات تصادفی) ردمی‎شود و اثرات ثابت انتخاب می‎شود و در صورتی که احتمال آزمون‎هاسمن بزرگتر از ۵ درصد باشد، فرض صفر رد نمی‎شود و اثرات تصادفی انتخاب می‎شود.

رگرسیون زیر مدل آزمون فرضیات می‎باشد که:

RETM t= α۰ + y1 * NI t-1 + y2 ΔRI t + y3 (ΔIC t-1 * WACC t) + y4 (ΔINT t * (1- t)) + y5 (IC t-2 * WACC t) + ɛ

برای آزمون فرضیه‎های تحقیق، با توجه به متغیر بازده تعدیلی بازار عنوان متغیر وابسته تحقیق، مدل اصلی فوق به منظور بررسی رابطه بین رشد سود خالص و هزینه فرصت سرمایه گذاری( شاخص‎های رشد سود باقیمانده به عنوان متغیر‎های مستقل) و بازدهی سهام مورد تجزیه تحلیل قرار می‎گیرد.

۴-۶-۱٫ آزمون F لیمر

جدول (۴-۶) نتایج آزمون F لیمر فرضیه‎های پژوهش را نشان می‎دهد. با توجه به اینکه P-value به دست آمده از آزمون F لیمر در مدل پژوهش کوچکتر از ۵ درصد است، به منظور برآورد این مدل‌آموزش‌ها از مدل داده‎های پانل (Panel) استفاده خواهد شد. نتایج کامل این آزمون در پیوست در انتهای پایان نامه نشان داده شده است.

جدول ۴-۶) آزمون اف لیمر مدل‎های تحقیق

مقدار

d. f

P-Value

نتیجه آزمون

۶۵۹/۴

۲۱/۷۴

۰۰۰۷/۰

panel

۴-۶-۲٫ آزمون‎هاسمن

در مرحله بعد به بررسی این موضوع پرداخته می­ شود که آیا عرض از مبدأ به صورت اثرات ثابت است یا اینکه در ساختار واحدهای مقطعی به صورت تصادفی عمل می­ کند. همان‌ طور که در فصل سوم گفته شد آماره این آزمون که برای تشخیص اثرات ثابت یا تصادفی بودن تفاوت­های واحدهای مقطعی است دارای توزیع کای- دو با درجه آزادی برابر با تعداد متغیرهای مستقل بوده است. جدول(۴-۷) نتایج مربوط به آزمون‎هاسمن فرضیه‎های پژوهش را نشان می‎دهد.

یحیی نسابه نخستین کسی دانسته شده که کتابی مستقل درباره انساب آل ابی طالب تألیف کرد که برای کتب انساب بعدی از مصادر بشمار می‌آید. عقیقی سلسله خاندان اهل بیت (ع) از آغاز تا زمان خود را ثبت کرد. بنا به نوشته ابن ‌تق‌تقی، یحیی صاحب مبسوط (ذکر نسب سادات طالبی از اسلاف به اخلاف، یعنی از بالا به پایین) نسب طالبین است.^[۵۲]اصل کتاب یحیی در دست نیست اما نسخه ای از آن به کتابت سال ۵۵۱ هجری در کتابخانه آیت الله مرعشی نجفی موجود است که محمد الکاظم تصویر آن را تحقیق ‌کرده‌است. با افزایش ذریه پیامبر(ص) و اهمیت ویژه این خاندان، نسب شناسی اهل بیت پیامبر (ص) از اهمیت خاصی برخوردار شد.

ابونصر سهل بن عبدالله بن داود بخاری (زنده تا سال ۳۴۱ق): وی مؤلف کتاب سر السلسله العلویه است. شیعه امامی بودن وی را می توان از به کارگیری لفظ الامام و علیه السلام برای امامان شیعه و القائم و الحجه در خصوص امام عصر و نیز آوردن لقب کذاب برای جعفر فرزند امام هادی به دست آورد. ابونصر با دانشمندان بسیاری مکاتبه و به شهرهای مختلف مسافرت کرد.او نسب خاندان علوی را پس از ذکر بزرگان آل ابی طالب تا زمان خودش به روش مبسوط آورده است. کتاب بخاری مورداستناد نسابه های معروفی همانند عمری و ابن عنبه بوده و آنان بارها به آن استناد کرده‌اند^[۵۳] زیرا کتاب ابونصر بخاری علاوه بر اتقان و حسن دقت،از نخستین تألیف ها درباره انساب آل ابی طالب است. عالم و نسب شناس شیعی که کتابش را برای یکی از وزرای عصر خود (وزیر رفیع) نوشته است. غرض مؤلف بیا نسب درست علوی و رد کسانی است که علوی نیستند، ولی خود را علوی می‌نامند. شیوه بخاری در بیان اسناب ‌به این گونه است که ابتدا پدران، سپس فرزندان و نوادگان تا علویان معاصر خود را می آورد. یعنی از عبدالمطلب شروع و به فرزندان عمر الاطراف بن علی که معاصر نویسنده بود، ختم می شود. این کتاب در میان منابع تاریخی انساب آل ابی طالب، نخستین اثر منتشر شده تا کنون است.

ابوالقاسم الحسین بن علی بن الحسین بن محمد معروف به وزیر المغربی (م۳۷۰ق): برخی منابع اهل سنت او را شیعه معرفی کرده‌اند. در برخی منابع شیعی نیز ترجمه او آورده شدهو برخی به شیعه امامی بودن وی تصریح کرده‌اند.

ابوجعفر محمد بن محمد عبیدلی حسینی (م ح ۴۳۵ ق): مؤلف کتاب تهذیب الانساب و نهایه الاعقاب. وی از شیعیان امامی و نسب شناس بزرگ طالبیان عراق بود. او را شیخ الشرف نیز لقب داده‌اند. کتابش مورد استناد نسب شناسان، محدثان و مورخان است. به گفته ابن عنبه، دانش نسب در عصر عبیدلی به او باز می‌گردد و وی استاد شخصیت های برجسته شیعی همانند شریف سید رضی و سید مرتضی دانسته شده است.

به رغم موجز نویسی عبیدلی، تألیف او از مصادر مهم محسوب می شود. از دیگر کتب نسبی عبیدلی: الحاوی فی النسب و المبسوط است که کتابی حجیم بوده و تهذیب الانساب خلاصه آن است. او نسب پیامبر را تا آدم (ع) ذکر کرده و پس از آن به نسب اولاد و خویشاوندان آن حضرت پرداخته و به دنبال آن ابوطالب و علی (ع) و بقیه ائمه و در ادامه نسل زید بن علی، محمد بن حنفیه، عباس بن علی، عمرالاطراف، جعفرابن ابی طالب و عقیل سخن گفته است.

نجم الدین ابوالحسن علی بن محمد النسابه (م۴۴۳ تا ۴۶۰ق): از ساداتی است که نسبش حدوداً با یازده واسطه به امام سجاد (ع) می‌رسد. اثر ارزشمندی وی المجدی فی أنساب الطالبیین از جمله آثاری در موضوع دانش نسب شناسی است که بسیاری از بزرگان علم الانساب بدان استناد جسته اند. برخی نسب شناسان عمری را امام اهل نسب دانسته و او را از قله های علم انساب نامیده اند که « گفته هایشان برای آیندگان، حجت است و خداوند، این علم را مسخر ایشان گردانید.«^[۵۴] وجه تسمیه این کتاب آن است که مؤلف آن را برای مجدالدوله احمد بن حمزه از سادات فاطمی و نقیب مصر در زمان فاطمیان نگاشت.^[۵۵] در این کتاب شجره نامه علویان و طالبیان که در اثر ظلم و جنایات حاکمان ستمکار به نقاط دور دست شرق وغرب عالم اسلامی هجرت کرده و پراکنده شده بودند، و برخی از ایشان در برخی نقاط به عنوان امیر و حاکم و یا امام مفترض الطاعه در رأس جامعه و در مقام حکومت تامّه قرار می گرفتند، بیان شده است. المجدی ابتدا به اجمال و گویا به عنوان تبرک از نسب پیامبر (ص) سخن گفته و سپس به انساب خاندان ابوطالب می پردازد. سه قسمت اصلی کتاب مشتمل بر سه فرزند ابوطالب یعنی علی (ع) و جعفر و عقیل است که طبعاً از این میان، شرح خاندان امیرالمومنین(ع) حجم بیشتری را به خود اختصاص می‌دهد. مؤلف درابتدای بیان انساب آن حضرت به اشاره از دختران او نام برده و سپس به اعقاب عباس بن علی و عمر الاطراف که جد مؤلف است می پردازد.

جایگاه ائمه دوازده گانه شیعه نیز در این کتاب روشن است: ذیل اعقاب امام حسین، آنگاه امام سجاد، آنگاه اما باقر(ع) تا آخرین امام که به ترتیب ذیل فرزندان هر امام به آنان پرداخته است. مؤلف ضمن بیان انساب هر امام، شرح بسیار مختصری از آن بزرگان ارائه کرده اما درباره امام دوازدهم به شرح و بسط بیشتر می پردازد. تردیدی در شیعه امامی بودن العمری نیست شاهد آن عبارت «نحن اثنی عشری» است که وی در بیان عقیده امامیه درباره زید بن علی آورده است.^[۵۶]

المجدی در زمان حیات مؤلف خود از شهرت و اعتبار کافی برخوردار بوده و در شرق و غرب عالم اسلامی رواج داشته است. کتب انسابی که در قرن پنجم یا قرن ششم تألیف شده است از قبیل لباب الأنساب بیهقی، والفخری سید اسماعیل مروزی بدان استناد کرده‌اند.کتاب حاضر مشتمل بر مقدمه ای از آیت الله مرعشی نجفی است که با عنوان « المجدی فی حیاه صاحب المجدی» به شرح حال مؤلف می پردازد. نیز مقدمه ای مفصل در ابتدای کتاب و تعلیقاتو توضیحاتی در پایان آن به قلم محقق اثر آقای دکتر احمد مهدوی دامغانی آمده است.^[۵۷]

ابوالحسن علی بن زید بیهقی (م۵۶۵ق): معروف به ابن فندق مؤلف کتاب لباب الانساب و القاب و الاعقاب. وی از نسابه های بزرگ خراسان و فقیه و محدث امامیه است که در کتابش، پراکندگی و نسب آل ابی طالب را در اقصی نقاط جهان اسلام، آورده است. محفوظ ماندن برخی از جریده ها یا همان دیوان های نسب که اکنون نسخه های آن مفقودند، مدیون بیهقی است. ^[۵۸]برخی بیهقی را شیعه امامی معرفی کرده و به سخن خود او در کتابش استناد می‌کنند. این نسابه احترام فوق العاده ای به امیرمؤمنان و دیگر ائمه (ع) قائل است.

مدت‌های یاد‌شده در این ماده با درخواست ‌بیمه‌گذار و موافقت ‌بیمه‌گر و پرداخت ‌حق‌بیمه اضافی قابل تمدید ‌است.

ب ) شرایط

ماده ۳- حمل کالا با کشتی طبقه‌بندی‌شده: حمل دریایی کالای مورد بیمه باید به وسیله کشتی طبقه‌بندی‌شده انجام شود در غیر این صورت ‌بیمه‌گذار موظف است مشخصات کشتی و یا شناورهای مورد نظر را قبل از شروع حمل به ‌بیمه‌گر اعلام و موافقت ‌او را اخذ نماید. چنانچه حمل کالای مورد بیمه با کشتی طبقه‌بندی‌نشده بدون اطلاع ‌بیمه‌گذار انجام شده باشد ‌بیمه‌گذار موظف است بلافاصله پس از اطلاع، مراتب را به ‌بیمه‌گر اعلام و شرایط و اضافه نرخ مربوط به حمل کالای مورد بیمه با کشتی طبقه‌بندی‌نشده را قبول کند.

ماده ۴- وظیفه ‌بیمه‌گذار در ارائه اطلاعات به ‌بیمه‌گر: بیمه گذار موظف است کلیه اطلاعات راجع به حمل کالا و دفعات آن از جمله مشخصات وسیله یا وسایل حمل، حداکثر ارزش کالا در هر حمل، تاریخ حرکت آن ها و همچنین بهای هر قسمت از محمولات بیمه شده را قبل یا بلافاصله بعد از حمل و به هر حال قبل از ورود وسیله حمل به مقصد به بیمه گر اعلام نماید. در غیر اینصورت بیمه‌گر حسب مورد بر اساس مواد ۱۲ و ۱۳ قانون بیمه عمل خواهد نمود.

ماده ۵- ارزش کالای مورد بیمه: چنانچه بین ‌بیمه‌گذار و ‌بیمه‌گر توافق خاصی نشده باشد قیمت کالای مورد بیمه، معادل مجموع قیمت خرید کالا، هزینه حمل و سایر هزینه های متعارف ‌خواهد بود.

تبصره- بیمه‌گر می‌تواند در صورت تقاضای بیمه‌گذار، با دریافت حق‌بیمه متعلقه خسارت عدم‌النفع مربوط ‌به این بیمه‌نامه را به مقدار مورد توافق (حداکثر به میزان ده درصد قیمت کالای مورد بیمه مندرج در این ماده)، بیمه ‌نماید.

ماده ۶- کالاهایی که به صورت جفت یا دست عرضه ‌می‌شوند: ‌در مورد کالاهایی که به صورت جفت یا دست عرضه ‌می‌شوند مسئولیت ‌بیمه‌گر بدون توجه به ارزش جفت یا دست بودن آن، بیش از نسبت قیمت بیمه‌شده قسمت خسارت‌دیده به مبلغ بیمه‌شده جفت یا دست نخواهد بود مگر آن که به طور صریح توافق دیگری شده باشد.

ماده ۷- حمل مواد مخدر تحت پوشش این ‌بیمه‌نامه نیست مگر آن که:

۱- نام ماده مخدر و کشورهای صادرکننده و واردکننده آن به طور صریح در ‌بیمه‌نامه درج شده باشد.

۲- پروانه یا گواهی اجازه ورود محموله از مرجع صلاحیت‌دار کشوری که ماده مخدر به آنجا وارد می‌شود یا پروانه یا گواهی مرجع صلاحیت‌دار کشوری که ماده مخدر از آنجا صادر شده است مبین اینکه کشور گیرنده ماده مخدر، صدور آن محموله به مقصد مندرج در ‌بیمه‌نامه را تأیید ‌کرده‌است جزو مدارک خسارت به ‌بیمه‌گر تسلیم شود.

۳- مسیر حمل ماده مخدر، مسیر معمولی و عادی برای حمل آن نوع مواد تلقی شود.

ماده ۸- وظایف ‌بیمه‌گذار در صورت وقوع خسارت: ‌بیمه‌گذار یا نمایندگان و یا ذینفعان وی ملزم به رعایت موارد ذیل هستند:

۱- برای هر بسته‌ای که مفقود شده است بلافاصله از متصدیان حمل و یا مقام‌های بندر یا متصرفان دیگر کالای مورد بیمه به طور کتبی درخواست خسارت نمایند.

۲- ‌در مورد خسارات مشهود به محض اطلاع و قبل از تحویل گرفتن کالای مورد بیمه از متصدیان حمل و یا سایر متصرفان کالا به طور کتبی تقاضای بازدید کنند و برای خساراتی که هنگام بازدید مشخص ‌می‌گردد گواهی مربوطه را که به امضای آن ها رسیده باشد دریافت و از نامبردگان درخواست پرداخت خسارت نمایند.

۳- در مواردی که از سالم بودن کامل کالای مورد بیمه مطمئن نباشند رسید بدون قید و شرط به متصدیان حمل ندهند و با درج موضوع در بارنامه یا رسیدی که به متصدیان حمل می‌دهند حق خود را برای مطالبه خسارت محفوظ نگهدارند.

۴- هرگاه موقع تحویل‌گرفتن کالای مورد بیمه، زیان یا آسیبی مشهود نباشد ‌بیمه‌گذار یا نمایندگان و یا ذینفعان وی باید حداکثر ظرف سه روز از تاریخ تحویل‌گرفتن کالا و اطلاع از خسارت، مراتب را به طور کتبی با پست سفارشی یا اظهارنامه به متصدیان حمل اعلام نمایند.

۵- در مواردی که مؤسسه حمل تمام یا قسمتی از کالای مورد بیمه را به ‌بیمه‌گذار یا نمایندگان و یا ذینفعان وی تحویل ندهد نامبردگان موظفند که پس از تنظیم صورت‌مجلس کسر تخلیه، گواهی کتبی عدم‌تحویل را از مؤسسه مذبور بخواهند. در صورتی که گواهی عدم‌تحویل در موعد‌های زیر صادر نشود ‌بیمه‌گذار یا نمایندگان و یا ذینفعان وی باید حداکثر طی یک هفته با اظهارنامه رسمی از مؤسسه حمل درخواست خسارت بنمایند و مراتب را به ‌بیمه‌گر اطلاع دهند:

– در صورت حمل با کشتی، حداکثر هفت ماه پس از تخلیه کالای مورد بیمه از کشتی.

– در صورت حمل با کامیون و قطار، حداکثر هفت ماه پس از ورود وسیله حمل به مرز کشور مقصد.

– در صورت حمل با هواپیما، حداکثر سه ماه پس از تخلیه کالای مورد بیمه از هواپیما.

۶- ‌بیمه‌گذار یا نمایندگان و یا ذینفعان وی موظفند ‌در مورد خسارت مشهود که به موجب این بیمه‌نامه بیمه‌گر تعهد جبران آن را دارد، چنانچه مورد بیمه در ید متصدیان حمل و نقل است قبل و یا بلافاصله پس از تحویل گرفتن کالا از آن ها و چنانچه خسارت در انبار گمرک مشاهده شود، قبل از تحویل گرفتن از انبار ضمن تنظیم صورت مجلس گمرکی مراتب را به بیمه گر اعلام نموده و درخواست بازدید از کالا را بنماید.

ماده ۹- اختیارات ‌بیمه‌گر در کالای خسارت دیده مورد بیمه: ‌بیمه‌گر در صورت توافق با ‌بیمه‌گذار ‌می‌تواند کالای خسارت‌دیده و نجات داده شده مورد بیمه را تعمیر، تعویض و یا تصاحب نماید. در صورتی که ‌بیمه‌گر در مقابل پرداخت خسارت کامل (حسب مورد با یا بدون کسر فرانشیز) قسمت آسیب‌دیده کالای مورد بیمه را تصاحب کند ‌بیمه‌گذار موظف است مالکیت قسمت مربوط را به ‌بیمه‌گر منتقل نماید. ‌همچنین، بیمه‌گر باید تعمیر و یا تعویض کالای مورد بیمه خسارت‌دیده را در مدتی که عرفاً کمتر از آن میسر نیست انجام دهد.

ماده ۱۰- مدارک درخواست خسارت: برای درخواست خسارت، ‌بیمه‌گذار یا نمایندگان و یا ذینفعان وی موظفند در اسرع وقت اسناد و مدارک لازم از جمله موارد زیر را حسب نوع خسارت به ‌بیمه‌گر تسلیم نمایند:

۱- اصل ‌بیمه‌نامه یا گواهی بیمه.

۲- اصل سیاهه (فاکتور) کالای مورد بیمه با مشخصات کامل و صورت توزین و بسته‌بندی .

۳- اصل بارنامه‌ها و یا قرارداد حمل.

۴- صورت وضعیت کالای مورد بیمه در موقع تحویل‌گرفتن و صورت وضعیت میزان توزین کالا در آخرین مقصد مندرج در ‌بیمه‌نامه.

۵- مکاتبات متبادله با متصدیان حمل و اشخاص مندرج در ماده ۸.

۶- در صورت عدم تحویل کالای مورد بیمه علاوه بر اسناد و مدارک فوق، برگ رسمی گواهی عدم تحویل که مؤسسه حمل صادر ‌کرده‌است هم باید با توجه به مقررات مندرج در بند ۵ از ماده ۸ به ‌بیمه‌گر تسلیم گردد.

۷- پروانه گمرکی (برگ سبز) و صورت مجلس کشف اختلاف در صورت صدور.

۸- گواهی مبدأ.

۹- قبض انبار گمرک.

۱۰- گزارش بازدید خسارت که بایستی توسط یکی از اشخاص یا مؤسسات مجازی که توسط بیمه مرکزی ایران معرفی گردیده‌اند تهیه شده باشد.

یکی از معروف ترین معیارهای سنجش پایایی،استفاده از معیار آلفای کرونباخ است.آلفای کرونباخ همبستگی درونی داده هارا اندازه گیری می‌کند و به صورت زیر محاسبه می‌شود:

که در این فرمول α آلفا کرون باخ k تعداد سوالها ی پرسشنامه واریانس مجموع سوالها و واریانس سوال i ام می‌باشند. هر چقدر مقدار آلفا به یک نزدیک شوند نشان دهنده پایایی بیشتر هر چقدر مقدار آن کوچکتر باشد نشان دهنده پایایی کمتر برای پرسشنامه است .

در این تحقیق ضریب آلفای کرونباخ کل پرسشنامه بالای ۷/۰ و نشان از پایایی بالای پرسشنامه می‌باشد. همچنین ضریب آلفای کرونباخ برای بخش­های مختلف پرسشنامه نیز برآورد شد که در جدول به تفصیل ارائه شده است:

جدول۳ – ۳ : پایایی بخش های متفاوت پرسشنامه پیش آزمون بر اساس روش آلفای کرونباخ

مؤلفه‌ ها

آلفای کرونباخ

استراتژی کسب و کار

۷۲۳/۰

استراتژی فناوری

۷۴۷/۰

زیر ساختهای سازمان

۹۱۳/۰

زیرساخت‌های فناوری اطلاعات

کل پرسشنامه

۷۸۹/۰

۷۲۱/۰

همان طور که مشاهده می‌شود تمامی ضرایب بالای ۷/۰ در تمامی متغیرها و نشان از پایایی بالای پرسشنامه مورد استفاده می‌باشد.

۳-۷-۲- روایی^[۵۲]

مقصود از روایی آن است که وسیله­ اندازه ­گیری بتواند خصیصه و ویژگی مورد نظر را اندازه بگیرد. اهمیت روایی از آن جهت است که اندازه ­گیری‌های نامناسب و ناکافی می ­تواند هر پژوهش علمی را بی‌ارزش و ناروا سازد. روایی (اعتبار) در اصل به صحت و درستی اندازه ­گیری محقق برمی‌گردد. (خاکی، ۱۳۸۲،ص ۲۸۸) روایی را به شکل­های مختلف طبقه ­بندی کرده ­اند که تعدادی از آن ها عبارتند از: روایی محتوایی^[۵۳]، روایی نمادی(ظاهری)^[۵۴]، روایی مربوط به ملاک^[۵۵]، روایی موافق^[۵۶]، روایی متضمن پیش ­بینی، روایی سازه، روایی همگرا و روایی متمایزکننده. (خاکی، ۱۳۸۲، ص ۲۹۱-۲۸۹)

در این تحقیق برای بررسی روایی، روایی سازه، روایی محتوایی و روایی ظاهری مورد ارزیابی قرار گرفته‌اند.

روایی محتوایی

روایی محتوایی این اطمینان را به وجود ‌می‌آورد که مقیاس شامل موارد کافی و نمونه برای استفاده از مفهوم است. هرچه موارد معرف حیطه مفهومی که اندازه ­گیری می­ شود بیشتر باشد، اعتبار محتوایی آن بیشتر خواهد بود. به عبارت دیگر روایی محتوایی معرف چگونگی توصیف ابعاد و اجزاء مفهوم است (خاکی، ۱۳۸۲،ص ۲۸۹).

برای طراحی پرسشنامه با توجه به پیشینه قوی مدل‌ها و همچنین در نظر داشتن متغیرهای مدل‌های اصلی سعی شد تا پرسشنامه از حیث شاخص هایی که سازه‌ها را اندازه گیری می‌کنند، بر پشتوانه‌ی مناسبی از نظریه و کاربردهای عملی آن ها در پژوهش‌ها و آزمون‌های متعدد متکی باشد.

روایی نمایی (ظاهری)

در روایی ظاهری در واقع بررسی می­کنیم که آیا متخصصین تأیید ‌می‌کنند که، ابزار همان چیزی را که از نام آن استنباط می­ شود، می­سنجد؟ (خاکی، ۱۳۸۲،ص ۲۹۰)

به منظور سنجش روایی نمایی، پرسشنامه و محتوای آن تحت بررسی استاد راهنماو چند تن از صاحب‌نظران قرار گرفته و نظرات اصلاحی ایشان لحاظ گردید.

روایی سازه

روایی سازه دلالت بر چگونگی نتایج به دست آمده از مقیاسی دارد که برای آزمون پیش‌بینی شده جهت فرضیه هاست. این کار با روایی همگرا و متمایز کننده ارزیابی می شود. (خاکی، ۱۳۸۲،ص ۲۹۱) همچنین جهت بررسی روایی پژوهش از ضریب رتبه‌ای اسپیرمن استفاده شده است.

روش اجراء:

۱- دو نفر کارشناس را که در محتوای تست مورد نظر متخصص باشند، برگزیده می‌شود.

۲- تعریفی ازحیطه مورد سنجش ( که در حقیقت توصیف بسیار اختصاصی از محتوای حیطه مورد‌آزمون باشد) و مواد اصلی آزمون را در اختیار هر دو متخصص قرار داده می‌شود.

۳- از هرمتخصص خواسته می‌شود که تناسب و ارتباط هر سوال تست را با تعریفی که برای آن حیطه در نظر گرفته‌ایم، با بهره گرفتن از یک مقیاس چهار امتیازی که دامنه آن عبارت نامربوط(۱)، ارتباط نسبتاً کم(۲)،ارتباط نسبتاً زیاد(۳)وارتباط بسیار زیاد(۴)می‌باشد مستقل از نظرات متخصص دیگر درجه‌بندی می‌نمائیم.

۴- داده های حاصل از داوری هرمتخصص را در جدولی وارد کرده‌ایم.

۵- میزان توافق بین دو متخصص را با بهره گرفتن از ضریب همبستگی رتبه‌ای اسپیرمن به دست می‌آوریم:

که در آن:

: ضریب همبستگی رتبه‌ای اسپیرمن.

: تفاضل در رتبه‌های تعیین شده توسط متخصصین.

: تعداد سوالات.

جدول۳ – ۴: ضریب همبستگی محاسبه شده رتبه‌ای اسپیرمن دو نفر کارشناس خبره

کارشناس خبره دوم

کارشناس خبره اول

کارشناس

۸۱۲/۰+

۱

کارشناس خبره اول

۱

۸۱۲/۰+

کارشناس خبره دوم

در این پژوهش این میزان برابر ۸۱۲/۰ به دست آمده است که قابل قبول می‌باشد.

به منظور تحلیل ساختار درونی پرسشنامه و کشف عوامل تشکیل دهنده هر سازه، روایی سازه با بهره گرفتن از ابزار تحلیل عاملی تأییدی^[۵۷] انجام شد. تحلیل عاملی تأییدی سازه‌های تحقیق در فصل چهارم ارائه شده است.

تحلیل عاملی تأییدی

تحلیل عاملی تاییدی در واقع یک مدل آزمون تئوری است، که در آن پژوهشگر تحلیل خود را با یک فرضیه قبلی آغاز می‌کند. این مدل که مبتنی بر یک شالوده تجربی و نظری قوی است، مشخص می‌کند که کدام متغیرها با کدام عاملها و کدام عامل با کدام عاملها باید همبسته شوند. برای ارزشیابی روایی سازه نیز یک روش قابل اعتماد به پژوهشگر عرضه می‌کند، تا از این طریق بتواند به گونه بارزی فرضیه هایی را درباره ساختار عاملی داده ها که ناشی از یک مدل از پیش تعیین شده با تعداد و ترکیب مشخصی از عامل‌هاست بیازماید(هومن، ۱۳۸۷، ص ۲۹۶- ۲۹۵). در تحلیل عاملی تأییدی، پژوهشگر به دنبال تهیه مدلی است که فرض می شود
داده های تجربی را بر پایه چند پارامتر نسبتا اندک، توصیف، تبیین یا توجیه می‌کند. این مدل مبتنی بر اطلاعات پیش تجربی درباره ساختار داده هاست که می‌تواند به شکل؛ ۱) تئوری یا فرضیه، ۲) یک طرح طبقه بندی کننده معین برای گویه ها یا پاره تستها در انطباق با ویژگی‌های عینی شکل و محتوا، ۳) شرایط معلوم تجربی، و یا ۴) دانش حاصل از مطالعات قبلی درباره داده های وسیع باشد.( هومن، ۱۳۸۷،ص ۲۹۵)

در انجام تحلیل عاملی، جهت بررسی کفایت نمونه‌گیری ( کافی بودن تعداد داده های مورد نظر برای تحلیل عاملی) از شاخص ^[۵۸]۲ از رابطه ذیل استفاده می‌گردد:

که در آن ضریب همبستگی بین متغیرi و متغیر j و ضریب همبستگی جزئی بین متغیرi و متغیر j به شرط ثابت بودن بقیه متغیرها می‌باشند. شاخص و هر مدلی که دارای مقدارKMO بزرگتری باشد بهتر است . یعنی مقادیرKMO حدود ۹/۰ تجزیه عاملی بسیار مناسب و مقادیرKMO حول ۸/۰ تجزیه عاملی مناسب و مقادیرKMO حول ۷/۰ تجزیه عاملی متعادل و مقادیرKMO حول ۶/۰ تجزیه عاملی متوسط و ۵/۰ تجزیه عاملی ناچیز و کمتراز ۵/۰ تجزیه عاملی نامناسب را نشان می‌دهد.

برنامه هیجان

گرایش‌های پاسخ

نیروی تکانه

ابرازگری مثبت

ابرازگری منفی

نمودار ٢-١-روابط فرض شده بین یک الگوی هیچان-تولید (سطح حالت تحلیل و سه بعد پرسشنامه ابراز گری بر کلی (سطح صفت تحلیل )اقتباس از گروس و جان، ١٩٩٧).

تفاوت‌های فردی در ابرازگری هیجانی ممکن است در چند مرحله در فرایند تولید هیجان رخ دهد.اولاً، تجارب مردم روز به روز به طور گسترده ای تغییر می‌کند، در نتیجه درون داده های متفاوت، بسیار زیادی برای برنامه های هیجان آن ها آماده می‌کنند. ثانیاًً این درون داده های متفاوت ممکن است به وسیله شیوه ارزیابی فرد کم یا زیاد شود.ثالثاً، بررسی و خلق نشان می‌دهد که تفاوت‌های فردی مهمی‌هم ‌در آستانه فعالیت برنامه های هیجان وهم درپی آن درگرایشهای پاسخ هیجان وجود دارد (گلداسمیت^[۷۲] ، ١۹۹۳ و کاجان و سیندمن^۲، ١۹۹۳).^[۷۳]

نهایتاًً ممکن است مهارت‌های فردی مهمی‌در تعدیل کنندگی(صافی برون داد)آن باشد که تفاوت‌ها در این است که چگونه هرگرایش پاسخ هیجانی به رفتار تبدیل می‌شود.(گروس و جان١٩٩٧ ).

به اعتقاد (گروس و جان، ١٩٩٧)، اگر چه تفاوتهایی در ابرازگری هیجان ممکن است هریک از این مراحل در فرایند هیجان- تولید رخ بدهد آن ها روی دو مشخصه رفتار ابرازگر هیجانی که به اعتقاد آن ها مقدم است، تمرکز می‌کنند: ١)فعالیت گرایش‌های هیجانی- پاسخ؛ ٢ )تعدیل بعدی آن ها تفاوت‌های فردی در گرایش‌های هیجان – پاسخ، یک تعدیل کننده مهم تفاوت‌های فردی در ابرازگری هستند. اگرچه گرایش‌های هیجان- پاسخ برای آشکارنمودن هیجان – رفتار ابرازگر ضروری هستند، ولی کافی نیستند، زیرا افراد ممکن است گرایش‌های پاسخ خود را تعدیل کنند.از این رو، اینکه آیا و چگونه گرایش‌های پاسخ به طور رفتاری ابراز می‌شوند؟ می‌توان گفت که این تعدیل ممکن است برای وفق دادن با (قوانین نمایشی) فرهنگ مربوط به ابرازهیجان (مانند گرایش به بازداری هیجان‌های منفی در مکان عمومی) به کار رود (فام^[۷۴]، ٢٠٠٠). یا به دلایل شخصی (مانند عدم تمایل به ضعیف به نظر رسیدن از طریق ابراز احساسات)صورت بگیرد .‌بنابرین‏ دومین مشخصه مهم تفاوت‌های فردی درابرازگری، ممکن است تفاوت‌های فردی در تعدیل هیجان باشد. این تفاوت‌های فردی در حدی است که گرایش پاسخ از هر نوع و نیروی مفروض به طور رفتاری ابراز می‌شوند (گروس و جان، ١٩٩٧).

کینگ وامونز^[۷۵](١٩٩٠)به منظور بررسی نقش ابرازگری هیجان در سلامت، ابرازگری در سه بعد ابراز هیجان مثبت، ابراز هیجان منفی و ابراز صمیمیت طرح نموده اند (گروس و جان، ١٩٩٧).علاوه بر این، یک نیروی کلی را نیز در گرایش به ابرازگری مطرح کردند. آن ها ابرازگری هیجانی را به عنوان یک صفت ثابت فرض کردند و یک مفهوم چند بعدی از ابرازگری ارائه ‌دادند که شامل دو جنبه است ١) یک نیروی کلی از گرایش‌های هیجانی – پاسخ ۲) درجه ای که این گرایش‌ها معمولاً به عنوان رفتار آشکار ابراز می‌شوند . اگر چه به جای یافتن یک بعد نشان دهنده سطوح شاخص تعدیل رفتاری، آن ها دو بعد یافتند: ابرازگری منفی، درجه ای که گرایش‌های پاسخ هیجانی منفی به طور رفتاری ابراز می‌شوند و ابرازگری مثبت، درجه ای است که گرایش‌های پاسخ هیجانی مثبت به طور رفتاری ابراز می‌شوند(کینگ و امونز، ١٩٩٠).

هر سه بعد ابرازگری هیجان تقریباً۵٠٪ با یکدیگر همبسته اند و این امر حاکی از آن است که افراد دارای تکانه‌های هیجانی قوی، بیشتر احتمال دارد که هیجانات مثبت و منفی را ابراز کنند تاافرادی که هیجان‌های منفی را ابراز می‌کنند. این روابط در میان ابعاد ابرازگری، یک الگوی سلسله مراتبی را معرفی می‌کند که در تصویر٢-٢ نمایش داده شده است. علی رغم وجود همبستگی مثبت بین ابعاد ذکر شده، آن ها چند تفاوت مهم با یکدیگر دارند. بر اساس انتظار (گروس وجان، ١٩٩٧ ) ابعاد درگرایش‌های هیجان – پاسخ (شدت تکانه) و ابراز عادی این گرایش‌ها، پاسخ در رفتار (ابرازگری مثبت و منفی) تمایز دارند.‌بنابرین‏، تمایز بین ابرازگری مثبت و منفی با تمایز بین دو بعد اصلی خلق، یعنی حالت عاطفی مثبت و منفی، موازی است (تلیگن^١، ١٩٨۵؛ واستون^٢ و تلگین، ١٩٨۵؛ به نقل از گروس و جان، ١٩٩٧).

ابرازگری عمومی

ابرازگری منفی

شدت تکانه

ابرازگری مثبت

I=./52

I=./52

I=./56

نمودار ٢-٢ روابط بین سه بعد ابرازگری هیجانی (اقتباس از گروس و جان، ١٩٩٩)

نهایتاًً سرانجام تمایزهای تجربی، در میان این ابعاد آشکار می‌شود؛به عنوان مثال، همان گونه که از تحلیل قوانین نمایش فرهنگی انتظار داریم، افراد اساساً سطوح بالاتری ازابرازگری مثبت را نسبت به ابرازگری منفی گزارش می‌دهند. شکایت‌های جسمانی با شدت تکانه و ابرازگری منفی، همبسته است تا با ابرازگری مثبت . ساختارهای شخصیتی گسترده تر، روابط متمایزتری نشان می‌دهند؛ چنان که برون گرایی و ملایمت، بیشترین ارتباط را با ابرازگری مثبت و روان رنجور خویی، بیشترین ارتباط را با شدت تکانه و ابرازگری منفی دارد (گروس و جان، ١٩٩٧).

۲-۳-۲- تفاوت‌های جنسی در ابرازگری هیجانی

نتایج بسیاری از مطالعات بیانگر آن است که کیفیت ابزارهیجان در زنان و مردان متفاوت است، حال آنکه ابراز هیجان متمایز درهر دو جنس انطباقی است و به عوامل فرهنگی وموقعیتی بستگی دارد (برادی وهال^[۷۶]، ٢٠٠٠). همینطور، پژوهش‌های زیادی نشان داده است که زنان بیشتر از مردان هیجانهایشان را بروز می‌دهند(کینگ وامونز، ١٩٩٠؛ کرینگ و همکاران، ١٩٩٨).وهمچنین زنان نسبت به مردان ابرازگری مثبت، ابرازگری منفی و شدت هیجانی بیشتری را گزارش می‌دهند(گروس و جان، ١٩٩٨).مخصوصاً زنان، به دلیل هنجارهای فرهنگی، نیاز دارند که هیجان‌های مثبت را به دیگران ابراز کنند.