۲-۲-۵-۱- شهر
اکثر نویسندگان بطور قطع۴ و برخی ظاهراً ۵ مولد او را شیراز دانسته اند۶ که در آن زمان در قلمرو سلطنت آخرین ایلخان بزرگ ابوسعید بهادرخان بود و مقارن اقتدار و شهرت امیر شرف الدین محمود شاه اینجو بود.
۲-۲-۵-۲-کوی
ملا عبدالنبی فخر زمانی قزوینی ، در «تذکره میخانه» درباره حافظ می نویسد : « والده اش کازرونی است و خانه ایشان در دروازه کازرون بوده.» (خلخالی ، مقدمه دیوان، ص ط.) برخی از نویسندگان مسکن او را محلّه «شیادان» شیراز نوشته اند.(بهرامی ، مجله نوبهار، شماره ۱۱) این محلّه با محلّه «موردستان» از زمان کریمخان زند ، یک کوی گشته و مجاور «درب شاهزاده» قرار دارد.(شیراز نامه ، چاپ کریمی، ص کب) اگر هر دو روایت صحیح باشد باید گفت در کودکی در ناحیت نخستین می زیست و سپس در کوی اخیر اقامت گزید.(معین ، ۱۳۸۹ : ۱۱۰-۱۰۹)
۲-۲-۶-تاریخ تولد
دائره المعارف بریتانیکا می نویسد : «تاریخ دقیق تولدش نامعلوم است ولی بطور قطع پیش از ۷۰۰ هجری (مطابق با ۱۳۲۰ میلادی) اتفاق نیفتاده است.(و نیز دائره المعارف اسلام ، ص۲۲۴) بلکه بالقطع و الیقین در اوایل قرن هشتم هجری ( چهاردهم میلادی) صورت گرفته است.۱ گروهی از مستشرقان تولّد او را در ربع اول قرن هشتم هجری (چهاردهم میلادی) می داند. (معین، ۱۳۸۹ : ۱۱۰ به نقل از دائره المعارف بزرگ فرانسه) به قول تذکره میخانه ولادت خواجه به سال ۷۲۶ اتفاق افتاده است.(معین ، ۱۳۸۹ : ۱۱۰ به نقل از تذکره میخانه) سعید نفیسی تاریخ ولادتِ او را ظاهراً بین ۷۲۶ و ۷۲۹ نوشته اند. .(معین ، ۱۳۸۹ : ۱۱۰ به نقل از فال های حافظ ، گردآورده عزّت پور ، ج۱ ،ص۳) عمر حافظ را فرصت شیرازی چهل و شش سال دانسته است۲ و بقول تذکره میخانه عمر حافظ شصت و پنج سال بوده است. برای کشف سال تولد حافظ قرینه ای در دست است و آن قطعه ای است که وی خطاب به جلال الدین مسعود شاه اینجو۳ گفته این چنین :

خسروا دادگــرا شـــیردلا بحــرکفا! ای جــلالِ تو به انواع هنر ارزانی
همه آفاق گرفت و همه اطراف گشاد صیت مسعودی و آوازه شه سلطانی۴
چون جلال الدین مسعود شاه در ۱۹ رمضان ۷۴۳ به دست یاغی باستی کشته شد ، و او در شوّال ۷۴۰ از مقابل امیر پیرحسین فرار کرد ، و بعید است که فرض شود این قطعه پس از تاریخ اخیر که مسعود در فرار و اضطراب دایم بود گفته شده باشد ، بنابراین اگر فرض کنیم قطعه مزبور در ۷۴۰ سروده شده و حافظ هم فرضاً ۲۵ ساله بوده ، تولد او در حدود ۷۱۵ صورت گرفته است.۱ مرحوم دکتر غنی تولد خواجه را به سال ۷۱۷ یاد کرده است.( غنی، تاریخ عصر حافظ : ۳۵۴)
۲-۲-۷- مشخصات و خصائص اصلی شعر حافظ
۱- رموز و اصطلاحات خاص، که بدون آشنایی به آن ها درک منظور اصلی شاعر ممکن نیست مانند: علم نظر- رند - پیر- پیرمغان - میخانه- دیرمغان - شراب - جام جم- خرقه.
۲- ایهام، بزرگ ترین هنر حافظ.
۳- تشبیهات مضمر ،که بدیع ترین هنرهای بیانی حافظ است. مانند:
گل بر رخ رنگین تو تا لطف عرق دید در آتش شوق از غم دل غرق گلاب است
(حافظ،۱۳۷۴ : ۳۳)
که رخ رنگین دوست به گل آتشین و عرف رخسار او به گلاب تشبیه شده است.
۴- لحن استهزا آمیز خواجه مانند :
امام خواجه که بودش سر نماز دراز بخون دختر رز جامه را قصارت کرد
(همان :۱۳۷)
۵- گوشنوازی کلمات و موسیقی کلام
بر آستان جانان گر سو توان نهادن گلبانگ سر بلندی بر آسمان توان زد
(همان : ۱۵۹)
۶- استفاده از کلمات غیر فصیح و نامأنوس و ثقیل برای خلق کلام فصیح. مانند :
من که باشم که بر آن خاطر گذرم لطفها می کنی ای خاک درت تاج سرم
(همان : ۳۵۴)
۲-۲-۸- تصوف عاشقانه و عابدانه
در نظر خواجه ی شیراز تصوف عابدانه و مکتبی معادل و مترادف زهد و تشرّع است و نظائر این ابیات که در آنها « خانقاه» و « مسجد» یا « زهد و تعبّد» و « تصوف خانقاهی» به ترادف همدیگر ذکر شده در دیوان حافظ کم نیست :
ز خانقاه به میخانه مـــی رود حــافظ مگر ز مستی زهدِ ریا به هوش آمد
(همان : ۱۸۰)
من ز مسجد به خرابات نه خود افتادم اینم از عهد ازل حاصل فرجام افتاد
(حافظ: ۱۱۵)
حافظ از نقطه نظر مشرب اخلاقی عارفی کامل و واقعی محسوب می شود و پایه ها و اصول مشرب اخلاقی او، که در حقیقت اصول اخلاقی تصوّف بشمار می رود عبارت است از اخلاص و بی ریایی و فروتنی و محبّت و مهرورزی.(ر.ک. مرتضوی، مکتب حافظ)
۲-۲-۹- اصول عرفانی و فلسفه و اصول اخلاقی مکتب حافظ
۱- نام و عنوان« مکتب رندی» بیشتر مستنبط از جنبه های اخلاقی مشرب حافظ است نه جنبه های فلسفی و عرفانی آن.
۲- درباره ی اساس مشرب فلسفی و عرفانی خواجه و امتیاز این مشرب از تصوّف این نکته باید مورد توجه باشد که حافظ به فرض انسلاک رسمی در سلک صوفیه از نظر فکری و وسعت دامنه ی جولان اندیشه ی متصوف نیست و مشربی وسیع تر از مشرب صوفیه دارد. به عبارت ساده تر در «تشخیص و قضاوت» از نیروی اندیشه و دل و ذوق خود مدد می گیرد نه از «مبانی مسلّمه و چون و چرا ناپذیر تصوّف خانقاهی.»
۳- حافظ در سیر فکری و تشخیص و ارزیابی فلسفی، خود را مکلفّ و موظّف نمی بیند پایه های از پیش طرح شده ای را به عنوان الفبای «کتاب تشخیص خود» بپذیرد و از این لحاظ شباهت زیادی به خیام دارد. آثار و شواهد عقاید انکارآمیز یا آمیخته با ابهام، چون عقاید خیّام در دیوان او کم نیست و درباره ی اصول مسائل آفرینش و دنیا و مبدأ و معاد و جز آن گاهی بارقه ی انکار و تردید و استهزاء معتقدات مکتبی (عقاید کلاسیک) به چشم می خورد.
۴- هم چنان که ایمان حافظ محدود به چهار دیواری افکار و اصول متصوّفه نیست ، افکار او نیز محدود به چهار دیواری فکر خیّامی نیست و از همین نکته بر می آید که در مشرب خواجه شومی و خشونت و سیاهی افکار آمیز خیّامی را چاشنی تصوّف و عرفان لطف و صفایی امیدآمیز می بخشد.
۵- قطعاً جذبات عشق الهی از عناصر اصلی مشرب عرفانی حافظ است ولی نه آن چنان که متصوّفان و وابستگان خانقاه و صاحبان کتاب های تصوّف گفته اند.
۶- جلوه های بدبینانه و احیاناً انکار آمیز افکار خواجه متوجه قالب شعری و ظاهری عقاید سنتی است مثلاً خدا و معاد و گناه و ثواب و غیره به کیفیتی که اهل ظاهر معتقدند با اندیشه ی او چندان سازگار نیست و از خلال نیش ها و لحن استهزا آمیزش انکار گونه ای در این مورد به نظر می رسد ؛ به علاوه این جهان بینی انکارآمیز بیشتر متوجّه یک مسأله یعنی امکان گشودن راز آفرینش است و حافظ مثل مولوی و هر متفکر روشن بین دیگری عقیده دارد که این راز بزرگ هرگز گشوده نخواهد شد.
بین مشرب حافظ و خیام با وجود شباهت فوق العاده سه فرق بزرگ وجود دارد.
الف- دامنه ی انکار و تردید خیام درباره ی مبادی و مبانی مورد اعتقاد حکما و اهل ظاهر تا مبدأ اوّل و دیگر اصول معتقدات آنان گسترش می یابد و پنداری خیّام معتقد هیچ چیز نیست و یا هیچ اصلی از اصول سنتّی حکمت و دیانت را ملسم نمی شناسد و از این لحاظ و به اعتبار نتیجه افکاری شبیه ماژیون دارد ولی چگونه می توان پذیرفت که حافظ درباره ی معشوقی که با این همه شوق و شور او را می پرستد و جنبه های مختلف رابطه او و بشر را با جاذبه ای خاص شرح می دهد کمترین شکی در دل داشته باشد :
سایه ی معشوق اگر افتاد بر عاشق چه شد ما به او محتاج بودیم او به ما مشتاق بود
(حافظ،۱۳۷۴ : ۲۱۱)
انس و الفت حافظ به قرآن و ایمانش به کتاب آسمانی اسلام تردید ناپذیر است :
عشقت رسد به فریاد ار خود بسان حافظ قرآن ز بر بخوانی با چهارده روایت
(همان : ۹۸ )
نکته اینجاست که حافظ به جهل مطلق و ابدی بشر درباره ی راز آفرینش معتقد است ولی به موازات آن نوعی ایمان شهودی و اعتقاد الهامی( عین الیقین) دارد.
ب- بدبینی و انکار خیّام یک رویّه ی قطعی فلسفی است. خیام می گوید: امروز هستیم و از دیروز و فردا کسی خبر ندارد و هر چه گفته اند افسانه ای موهوم بیش نیست پس تنها چاره آنست که نیندیشی و خوش و بی خبر زندگی کنی، ولی بدبینی حافظ محدود و متوقف در این حد نیست بلکه می گوید: اگر چه درباره ی راز دهر همه کورند و هیچ کسی را کمترین آگاهیی نیست و آنچه فلاسفه و اهل ظاهر گفته اند نامعلوم و مولود ظن خودشان و افسانه ای بی اساس می باشد ولی آنچه مسلم است این است که خدایی هست مهربان تر و توانا تر و داناتر و با گذشت تر از خدای ظاهر پرستان او ما را آفریده و بهتر از ما می داند چرا آفریده است. به عشق او زندگی کنیم و ازو مدد بجوییم و ناامید نباشیم. او خدایی است که با عشق و لطف و خوبی فاصله ای ندارد پس ما نیز که از او و مشتاق اوییم عاشق و خوب و فروتن و نیک بین و پاک بین باشیم.

معاون پژوهشی
دانشگاه آزاد اسلامی
واحد علوم تحقیقات هرمزگان
چکیده
پژوهش حاضر با هدف تعیین نقش حمایت اجتماعی در نحوه گذراندن اوقات فراغت با تأکید بر فعالیت بدنی در پسران جوان شهر یزد انجام شد. روش پژوهش به صورت توصیفی- تحلیلی از نوع مقطعی می باشد. جامعه آماری این تحقیق کلیه مردان جوان بین ۱۵ تا ۲۴ سال شهر یزد بود. حجم نمونه با بهره گرفتن از جدول مورگان و با احتساب افت آزمودنی تعداد ۳۸۲ نفر مشخص شد، که به روش نمونه گیری تصادفی خوشه ای و با رعایت سهم جوانان هر محله انتخاب شدند. شیوه جمع آوری اطلاعات از طریق پرسشنامه محقق ساخته بود که میزان پایایی آن برای متغیرهای حمایت اجتماعی والدین و دوستان به ترتیب ۷۸/۰ و ۸۳/۰ بدست آمد. پرسشنامه به صورت حضوری در اختیار آزمودنی ها قرار گرفت. پس از تجزیه و تحلیل داده های جمع آوری شده، نتایج زیر بدست آمد:

• بین حمایت والدین و نحوه ی گذراندن اوقات فراغت با تأکید بر فعالیت بدنی در پسران جوان شهر یزد در سطح اطمینان ۹۹% ، ارتباط معنی داری وجود دارد.

• بین حمایت دوستان و نحوه ی گذراندن اوقات فراغت با تأکید بر فعالیت بدنی در پسران جوان شهر یزد در سطح اطمینان ۹۹% ، ارتباط معنی داری وجود دارد.

• متغیر حمایت اجتماعی والدین در نحوه گذراندن اوقات فراغت با تأکید بر فعالیت بدنی در پسران جوان شهر یزد تأثیر معنی دار دارد و بخت فعالیت بدنی را به اندازه ۰۹/۱ برابر افزایش می دهد.

• متغیر حمایت اجتماعی دوستان در نحوه گذراندن اوقات فراغت با تأکید بر فعالیت بدنی در پسران جوان شهر یزد تأثیر معنی دار دارد و بخت فعالیت بدنی را به اندازه ۱۳/۱ برابر افزایش می دهد.

• متغیرهای حمایت عاطفی، حمایت اطلاعاتی و حمایت مادی والدین در نحوه گذراندن اوقات فراغت با تأکید بر فعالیت بدنی در پسران جوان شهر یزد تأثیر معنی دار دارند و حمایت اطلاعاتی والدین با ضریب رگرسیونی برای بخت فعالیت به اندازه ۲۱۰/۱ بیشترین تأثیر را روی فعالیت ورزشی جوانان دارد.

• متغیرهای حمایت عاطفی، حمایت اطلاعاتی و حمایت مادی دوستان در نحوه گذراندن اوقات فراغت با تأکید بر فعالیت بدنی در پسران جوان شهر یزد تأثیر معنی دار دارند و حمایت عاطفی دوستان با ضریب رگرسیونی برای بخت فعالیت به اندازه ۲۳۶/۱ بیشترین تأثیر را روی فعالیت ورزشی جوانان دارد.

نمره بالادر این مقیاس نشان دهنده این صفات است:سازنده،سخت کوشی، مقاوم، وپایدار بر خلاف وجود فشار وخستگی. برای بدست آوردن پاداش کوشش بیش از حد می نمایند.داوطلب انجام کارها،چالش کننده، به آسانی خسته نمی شود حتی در مواقع انتقاد وبروز اشتباه، قربانی کننده خویشتن برای کسب موفقیت،کمال طلب محافظه کارو پایبند به آنچه که اطمینان از موفقیت آن دارد.

نمره پایین دراین مقیاس نشان دهنده این ویژگی هاست:ناپایدار در شرایط ناپایداری وعدم ثبات در ارائه شدن پاداش، حتی در شرایط افزایش پاداش رفتار خود را تغییر نمی دهند،آمادگی برای انجام اعمال جدید ندارند وبه آهستگی گرم انجام کارها می شوند،به راحتی در مواقع ناکامی وانتقاد ومواجه با مانع دلسرد می شوند،با انجام اعمال روزمره ی خود راضی هستند وبه ندرت برای انجام کارهائی بزرگتر و بهتر تلاش می کنند،دارای استراتژی سازگار در شرایط متغیر پاداش وناسازگار در شرایطی که پاداش بطور نادر ارائه شود.
خود- راهبری
کسی که درمقیاس خود-راهبری نمره بالامی آورد،در افرادی که فرصت ارائه نقش رهبری در گروه خود پیدا کرده باشند افرادی بالغ،قوی،خود کفا،مسئول،قابل اتکا،هدفمند،سازنده،و توسعه یافته هستند،متکی به خود ودارای اعتماد به نفس ، افرادی موثر که دارای قابلیت تغییر بر اساس اهداف خود هستند،در هنگامی که اطاعت از آنها خواسته شود افرادی نافرمانبردار ومسئله سازند؛ زیرا بر اساس پنداشت خود و نه منابع قدرت، عمل می نمایند.
در مقابل فردی که نمره پایین دراین مقیاس می آورد، افرادی نابالغ، ضعیف، خسته، شرمگین، شکننده، مخرب، بی اثر فاقد حس مسئولیت، غیر قابل اتکاءو رشد نایافته اند. فاقد سازماندهی درونی، عدم توانائی در برقراری و برآورد ساختن هدف یا اهداف، دارای هدف های متضاد، تحت تأثیر فشار ها و نیروهای بیرونی به جای اهداف و انگیزه های درونی قرار می گیرند، مطیع و تابع.
همکاری
کسی که دراین مقیاس نمره بالایی می گیرد،هم حسی با دیگران، قدرت تحمل زیاد، دلسوز، حامی، منصف و از خدمت کردن به دیگران لذت می برند، تا آنجا که امکان دارد با دیگران همکاری می کند. نیازهای دیگران را همانند نیاز های خود درک می کنند و به آنها اهمیت می دهند، توانایی بسیار خوب در کار گروهی.
اماکسی که دراین مقیاس نمره پایین می آورد ،خود دار، کم تحمل، دارای دیدگاه انتقادی، بی تفاوت در یاری رساندن به دیگران، انتقام جو، فرصت طلب، درامور در درجه اول به منافع خود می اندیشد،به حقوق و احساس دیگران بی اعتنا است، فردگرا می باشد و در کار گروهی ضعیف و ناتوان است.
خود- فراروی
افراددارای دارای نمره خودفراروی بالا افرادی راضی، صبور، خلاق، از خود گذشته ومعنوی بیشتر از دیگران تحمل ابهام و عدم قطعیت را دارند، از فعالیت های خود بدون اینکه از دستاورد های آینده ی آن آگاه با شند و بدون نیاز به اعمال کنترل می توانند به طور کامل لذت ببرند،جهان را همان گونه که هست میپذیرند، این افراد به ساده دلی، داشتن تفکر جادوئی و ذهنی گرائی واقع گرایانه که مغایر عینی گرائی است متهم می گردند، در هر صورت خود فراروی بالا یک امتیاز ویژه ی برای سالمندان و افراد بیماری های مزمن پیشرونده وبیماری مواجه با مرگ است.
افرادی که نمره پایین دراین مقیاس می آورند،مغرور، بی صبر وناشکیبا، فاقد قدرت تصور قوی، بیعلاقه به هنر، خودآگاه، مادی گرا، وناراضی، تحمل ابهام، عدم قطعیت و وقایع غیر منتظره را ندارد، سعی می کند که حداکثر کنترل را بر امور بدست آورد، از نظر دیگران فردی ارضاء نشدنی است، این افراد در جوامع غربی برای منطقی بودن و عینی گرائی علمی و موفقیت های مادی شان مورد تحسین واقع میگردند. آنها در مواجهه با پدیده ای همچون مرگ بسیار مشکل دارند واین وضعیت به ویژه در سنین بالا برای آنها مشکل ساز می گردد(حق شناس،۱۳۹۰).
۵-۲پیشینه پژوهش :
الف) ویژگی های روان سنجی پرسشنامه سرشت ومنش در ایران و خارج از کشور
در تحقیقی که توسط آدا^[۲۲۴] و کلونینجر در سال(۲۰۱۱)تحت عنوان ویژگی روان سنجی پرسشنامه سرشت ومنش ۱۴۰آیتمی به زبان عبری که بر روی مجموعه ای از ۱۱۰۲ اجتماع داوطلب با سن بالای ۴۰سال انجام شد و همچنین سنجش های مربوط به عملکرد عاطفی،استعمال دخانیات،فعالیت های فیزیکی و جنس،تشخیص دارویی و سابقه خانوادگی را انجام دادند،اعتبار ساختاری وپایایی داخلی از طریق مقیاس تحلیل عاملی تأییدی واکتشافی مورد ارزیابی قرار گرفت CFA ونیز اعتبار افتراقی وهمگرا به وسیله همبستگی وارتباط سنجش های مربوط به عملکرد عاطفی و رفتار سلامت مورد ارزیابی قرار گرفت ،ویژگی سرشت مربوط به آسیب پر هیزی و اجتناب از آسیب به طور مثبتی با احساسات منفی و ناتوانی در خواندن وبه طور منفی با تأثیرات مثبت، بهزیستی، سنجش سلامت ذهنی وحمایت اجتماعی در ارتباط می باشددر حالی که برعکس آن دربارهی وابستگی به پاداش صدق می کند،ویژگی مربوط به خودراهبری و همکاری با احساس بهتر ذهنی و سلامت بهتر رفتاری در ارتباط می باشد،و همچنین جهت ارزیابی سن وجنس به این نتایج دست یافتند که زن ها نسبت به مردها دارای ،آسیب پرهیزی پاداش وابستگی وهمکاری بیشتری بودند در حالی که مردها نسبت به زن ها دارای پشتکار، خودراهبری بیشتری بودند و تأثیرات سن برای نوجویی،پاداش وابستگی و همکاری بسیار مهم بود تمام این ها به عنوان تابعی از سن کاهش می یابند .
آ
نتون،آنگل، سالوادر، جان^[۲۲۵](۲۰۱۰)در پژوهشی تحت عنوان پرسش نامه سرشت ومنش اصلاح شدهساختار عاملی وتوصیفی در سطوح مختلف سنی که بر روی ۹۲۸ نفر داوطلب ۰۳۹۶مرد و۵۳۲زن)با میانگین سنی ۳۰سال انجام شد این پژوهش جهت ارزیابی ویژگی های روان سنجی ورابطه سن با پاسخ های هماهنگی درونی و ساختار عاملی پرسشنامه تجدید نظر شده سرشت و منش انجام گرفت نتایج نشان داد که شر کت کنندگان زیر ۳۰ سال نمرات بالاتری معناداری در آسیب پرهیزی، خودراهبری و همکاری داشتندبه طور اساسی زن ها نمرات بالاتری در بعد پاداش وابستگی، همکاری وآسیب پر هیزی نسبت به مردان کسب کردند. این نتایج با داده های گزارش شده توسط گوتیرز و همکاران(۲۰۰۴)سازگار می باشد.وهمچنین ضرایب کلی مربوط به همخوانی عاملی بالاتر از ۹۰/۰ در تمام گروه های سنی بود شاخص های میزان انطباق در CFA برای مدل های ساختاری نمونه رضایت بخش نبود،گرچه زمانی که بارگذاری ثانویه در نظر گرفته شده بهبود یافت.
دادفر، بهرامی، دادفر ویونسی (۱۳۸۹)در پژوهشی به عنوان بررسی پایایی و روایی پرسش نانه سرشت ومنش به یافته های زیر دست یافته اند. دامنه ضریب آلفا از ۴۴/۰ برای مقیاس پشتکار تا ۸۱/۰ برای مقیاس خودفراروی به دست آمد.میانگین ضریب های به دست آمده ۶۸/۰ وضریب آلفای کل آزمون ۷۴/۰بود. دامنه ضریب های همبستگی پیرسون به روش باز آمایی بر روی ۳۱ دانشجو به فاصله دو ماه از ۵۳/۰ برای مقیاس های نوجویی وپشتکار تا ۸۲/۰ برای مقیاس آسیب پرهیزی واز۲۴/۰ برای خرده مقیاس بی نظمی در برابر نظم وتر تیب تا ۸۶/۰ برای خرده مقیاس ترس از عدم موفقیت در برابر اعتماد به نفس در نوسان بود .در تحلیل عاملی ۶ عامل به دست آمد.همبستگی بین مقیاس های خود- راهبری وآسیب پر هیزی ۵۷/۰ وخود-راهبری وهمکاری ۴۶/۰ به دست آمد. پایای باز آزمایی مشابهی نیز توسط کلونینجر و همکاران (۱۹۹۳) گزارش شده است .
در تحقیقی که توسط ریچارد، فارمر و گلدبرگ^[۲۲۶](۲۰۰۸) تحت عنوان ارزیابی روان سنجی پرسشنامه تجدید نظر شده TCI-R وپرسشنامه سرشت ومنش ۱۴۰سوالیTCI-140 بر روی ۷۲۷نفر (۲/۵۷ درصد زن و۸/۴۲ درصد مرد) که اکثریت از شرکت کنندگان قفقازی (سفید پوست)بودند انجام گرفت .نتایج نشان داد که تحلیل عاملی اکتشافی وتاییدی رویه ومقیاس های مربوط به پرسشنامه تجدید نظر شده سرشت ومنش TCI-R که از طریق CFI وEFI انجام شد تایید نشد، هم چنین تعداد ۵ مقیاس از ۲۹ مقیاس رویه ای، هماهنگی درونی پایینی را نمایش داد(۷۰/>α). تحلیل عاملی مربوط به مجموعه گویه های TCI-140 پشتیبانی محدودی برای اعضای مقیاس گویه فرض شده ارائه داد به ویژه گویه های آسیب پرهیزی،نوجویی و خودراهبری به خوبی تشخیص داه نشدند،هم چنین همبستگی متقابل موجود میان مقیاس های دامنه به طور جداگانه برای TCI-RوTCI-140 نشان داد که ۶ همبستگی متقابل از ۲۱ همبستگی (یعنی ۲۹درصد) در میان مقیاس های دامنه ای برای هر دو پرسشنامه بیشتر یا مساوی قدر مطلق ۳۰/ بود که این موضوع نشان دهند ه ی آن است که یک درجه معتدلی از همپوشی در میان چندین مقیاس وجود دارداین درجه از همپوشی بین خود راهبری، آسیب پرهیزی وهمکاری ،خود راهبری برای هر دو نسخه پرسشنامه بالا بود.
در تحقیقی که توسط پیلیسولو وهمکاران در سال(۲۰۰۵) تحت عنوان پرسشنامه تجدید نظر شده سرشت ومنش ویژگی های روانسنجی مربوط به نسخه فرانسوی آن بر روی ۴۸۲ نفرانجام گرفت نتایج نشان داد که ساختار عاملی پرسشنامه تجدید نظر شده سرشت ومنش همان طور که انتظار می رفت به خوبی تعیین شدو این ساختار با آنهایی که TCI نشان می دهد شبیه می باشدعوامل قوی برای ابعاد پاداش وابستگی و پشتکار در TCI-R وحتی واضح تر از TCI اصلی بدست آمدضرایب آلفای کرونباخ مربوط به تمام ابعاد بالای ۸۰/۰ بودو ماتریس های همبستگی نشان دادکه بالاترین همبستگی بین آسیب پرهیزی و خودراهبری(۶۰/۰) ،خودراهبری وهمکاری(۴۱/۰) وآسیب پرهیزی و پایداری(۳۹/۰) بدست آمدهمچنین در تمام این نمونه ها روابط معناداری(اما پایینی) بین سن از یک طرف و نوجویی، خودراهبری، خود فراروی و همکاری از طرف دیگر بدست آمد، تفاوت معناداری بین زن هاو مردها برحسب پاداش وابستگی و همکاری و درباره خوراهبری پایین تری وجود داشت.
پیلیسولو و همکاران(۲۰۰۵) نتایج مشابهی در نمونه های بالینی بدست آمده از بازآزمایی انجام شده در طول فاصله زمانی ۱تا۳ماه یک پایایی موقت خوبی را نشان می دهد اعتبار همزمان و همگرای پرسشنامه سرشت منش با مدل های مختلف با ویژگی های مربوط به شخصیت به ویژه با سیستم میلیون وسیستم کولیج، آزمون روشاخ، مدل شخصیتی پنج عاملی وسنجش مربوط به ناخوانی کشف شد.
اعتباریابی و هنجارسنجی پرسشنامه سرشت ومنش کلونینجردر جمعیت ایرانی توسط کاویانی وپور ناصح (۱۳۸۴) صورت گرفت نتایج همبستگی بین نمرات مقیاس ها در مرحله آزمون و باز- آزمون نشان می دهد که مقیاس های هفت گانه TCIدارای پایایی قوی هستند، نتایج مربوط به همبستگی بین مقیاسها نشانگر آن که همبستگی معنی دار بالاتر از ۴۰/۰ بین نوجویی،پشتکار،آسیب پرهیزی،پاداش – وابستگی وجود ندارد که نشان دهنده این است که این چهار بعد سرشتی از یک دیگر مستقل هستند.بین ابعاد منش و سرشت همبستگی های ضیف تا متوسط (کمتر از۴۰/۰) وجود دارد، به غیر از همبستگی خود راهبری و آسیب پر هیزی که بیش از ۴۰/۰ بین ابعاد سه گانه منش مربوط به همکاری و خود راهبری است. ضمناً، سن با نوجویی و آسیب پرهیزی ه
مبستگی منفی وبا همکاری و پشتکار همبستگی مثبت ضعیف دارد.
پیلیسولو و همکارانش(۲۰۰۲) از پرسشنامه سرشت و منش نسخه فرانسوی در نمونه بزرگی از جمع هراسی استفاده کرد واین پرسشنامه در اختیار بیماران افسرده بلژیکی قرار داده اند به طور جالب توجهی امتیازات میانگین و ساختار درونی پرسشنامه سرشت منش فرانسوی انجام شده در فرانسه و بلژیک بسیار شبیه بودند.
در تحقیقی که توسط پیلیسولو و لیپین در سال(۲۰۰۰)تحت عنوان هنجاریابی وساختار عوامل پرسشنامه سرشت ومنش نسخه فرانسوی دریک نمونه جمعیت هنجاری ۶۰۲نفری معتبر شناخته شد.
کلونینجر و همکارانش در سال(۱۹۹۳). ضرایب همبستگی داخلی را برای دامنه و مقیاس های پرسشنامه سرشت ومنش بر اساس یک نمونه ۳۰۰نفر از داوطلبان در یک اجتماع گزارش کرده اند . ضرایب همبستگی داخلی برای ۴مقیاس سرشت دامنه از ۶۵/۰ تا۸۷/۰ وضرایب همبستگی داخلی برای ۳مقیاس منش دامنه از ۸۴/۰تا ۸۹/۰ بودوهم چنین.ارتباط معناداری را در میان ابعاد ۷ گانه پرسشنامه سرشت ومنش گزارش کردند که به شرح زیر است همکاری به طور مثبت با پاداش وابستگی(۵۴/۰) وخود راهبری(۵۷/۰)در ارتباط است در حالی که خود راهبری به طور منفی با آسیب پر هیزی (۴۷/۰-)در ارتباط می باشد وبین پشتکار و آسیب پر هیزی(۲۸/۰-)، بین خوراهبری و پشتکار(۲۸/۰)و بین خود فراروی و پاداش وابستگی (۲۸/۰)نیز رابطه ضعیف تری به چشم می خورد. هنیسن، لیبون^[۲۲۷]،گیوترو آنس سیا^[۲۲۸](۲۰۰۱)در بین یک نمونه بلژیکی ارتباطات مشابهی را گزارش کردند.
ب)ارتباط ویژگی های روان سنجی پرسشنامه سرشت ومنش با متغیرهای دموگرافیک سن وجنسیت:
در تحقیقی که توسط اسچ^[۲۲۹] و همکاران در سال(۲۰۰۹)تحت عنوان شاخص های روان سنجی پرسشنامه سرشت ومنش تجدید نظر شده TCI-R در یک جمعیت بلژیکی که برروی ۹۵۸ شرکت کننده فرانسوی زبان بلژیکی مورد ارزیابی قرار گرفت، نشان دادپرسشنامه از اعتبار و پایایی بالایی برخوردار است و زنان امتیازات بیشتری برای اجتناب از آسیب، و وابستگی به پاداش و ابعاد مشارکت نشان دادند.
در پژوهش دیگری که توسط براندستورم، سیگوارسون^[۲۳۰]، نی لندر^[۲۳۱]، ریچتر^[۲۳۲](۲۰۰۸)انجام گرفت نمرات میانگین آنوا (ANOVA)در پرسشنامه سرشت و منش در گروهی از افراد ۱۳تا بالا۶۵ ساله را مقایسه کردند، گروه های فرعی مسن تر نمرات کمتری را در نوجویی و خود فراروی ونمرات بیشتری را در خوراهبری و همکاری نشان دادند علاوه بر این تحلیل های چند متغیری، تأثیر سن در تمام مقیاس های فرعی پرسشنامه سرشت و منش را نشان میداد گر چه با اثر شدیدتری بر روی خود راهبری و همکاری بر حسب اهمیت بین بین تفاوت های افراد وجود دارد. در یکی از بررسی های اخیر نتایج مشابهی بدست آمده(پریس^[۲۳۳]، کوجروا^[۲۳۴]، نواک^[۲۳۵]، استیپ ناکوا^[۲۳۶]،ا۲۰۰۷).
در تحقیقی که توسط هانسین و دیلیز^[۲۳۷] در سال(۲۰۰۵)تحت عنوان ویژگی روان سنجی پرسشنامه تجدید نظر شده سرشت ومنش در نمونه فرانسوی زبان بلژیکی که بر روی ۹۵۸ شرکت کننده (۵۴۶زن و۴۱۲مرد)ودا منه سنی هر دو گروه ۱۷تا۷۰سال است. تحلیل چند متغیری نشان داد که زن ها ارقام بالاتری را برای آسیب پر هیزی و پاداش وابستگی وبعد همکاری نسبت به مردها نشان دادندبرای بعد همکاری، تمام ارقام مقیاس های فرعی در زن ها بالاتر بود در حالی که برای ابعاد پاداش وابستگی و آسیب پرهیزی یک مقیاس فرعی بین دو گروه متفاوت نبود، نتایج و تحلیل عاملی برای مقیاس های سرشت که پس از گردش پروماکس نشان داد که در این عوامل (پایداری یا پشتکار، آسیب پر هیزی، پاداش وابستگی و نوجویی) قوی بود.و برای مقیاس های منش پس از گردش پروماکس نشان داد که عوامل همکاری و خود فراروی قوی بود و برای خود راهبری و مقیاس های فرعی آن بدون تناقض بار گذاری شد.بنابراین ساختار عاملی پیشنهادی ۴ بعد سرشت و ۳بعد منش مورد تایید قرار گرفت و سنجش های مکرر مربوط به آنوا(ANOVA) یک طر فه نشانداد که در بازآزمایی آسیب پر هیزی و خود فرا روی پا یین بودند در حالی که نوجویی بالاتر بود و همچنین ضریب آلفای خوبی در دامنه ۴۵/۰تا ۹۰/۰ متغیر بود
در تحقیقی که توسط گوتیرز^[۲۳۸] و همکاران (۲۰۰۴)تحت عنوان پرسشنامه سرشت ومنش تجدید نظر شده استاندارد و هنجاریابی شده در نمونه از جمعیت کلی نتایج نشان داد که زن ها بیشتر در آسیب پر هیزی، پاداش وابستگی، پشتکار و همکاری نمره های بالاتری کسب کردند در حالی که مرده بیشتر در نوجویی نمرات بالاتری را از آن خود می کنند.
پیلیسولو ولیپن در سال( ۱۹۹۷). دریافتند که زن ها ارقام بالاتری را در آسیب پر هیزی وپاداش وابسته نشان می دهند.
کلونینجر، شوراکیک(۱۹۹۴)؛ سادوک،(۲۰۰۰) اذعان میدارند که نمرات همکاری و خود راهبری با افزایش سن، افزایش پیدا می کند و سن را نشان دهنده بلوغ رشد طبیعی افراد بر اثر گذشت عمر استکلونینجر، شوراکیک،(۱۹۹۴)و گری (۱۹۸۱) نشان دادند که نمرات بعد نوجویی با افزایش سن کاهش مییابد(در حدود ۱۰درصد)و نمرات هنجاری آسیب پر هیزی گویای آن است که از میزان این خصلت در سنین بالاتر در زنان کم می شود و به نظر می رسد با افزایش سن رفتارهای آسیب پر هیزی در زنان کاسته می شود در حالی که آسیب پرهیزی در مردان با افزایش سن تغییر محسوسی نمی کند.
کلونینجر و همکارانش(۱۹۹۳)گزارش کردن که بعضی از ابعاد به ویژه بعد نوجویی، با تغییر سن تغییر می کند همچنین ارقام مربوط به همکاری و خود راهبری که ارتباط بسیار قوی با سن داردو همچنین نشان داده اند که زن ها دارای ارقام بالاتری در مقیاس همکاری و مقیاس فرعی ST3(قبول معنویت در مقابل مادی گرایی منطقی ) داشتند.
ج)بررسی روان سنجی پرسشنامه های شخصیتی نزدیک به پرسشنامه سرشت ومنش
پاناییوتو^[۲۳۹] و همکاران (۲۰۰۴)نیز در مطالعه ای در فر هنگ یونانی گزارش کردند که آلفای کرونباخ روان آزرده گرایی، برون گرایی، پذیرا بودن، توافقی بودن ومسئولیت پذیری به ترتیب عبارت است از ۸۷/۰ ،۷۰/۰ ،۵۱/۰ ،۶۹/۰ و۸۳/۰ است.
در پژوهشی که توسط دهقانی،عاشوری،حبیبی عسکر آبادی،خطیبی(۱۳۸۹) تحت عنوان هنجار یابی و بررسی و یژگی های روان سنجی سیاهه شخصیتی چند وجهی مینه سوتا در دو گروه نمونه هنجاری ابی شامل ۱۴۱۸ آزمودنی(۵۱۰مردو ۸۹۵ زن)با دامنه سنی ۱۸تا۸۰سال و گروه نمونه بازآزمایی شامل ۳۰آزمودنی انجام شد نتایج بازآزمایی نشان داد که حداقل و حداکثر ضریب بازآزمایی ۴۲/۰ (سایکوپاتی)و۷۶/۰ (اسکیزفرنیا) به دست آمد و ضریب بازآزماییی در خرده مقیاس پارانویا(۲۱/۰) معنی دار نبود.همچنین روایی ملاکی همگرایی این سیاهه با پرسشنامه شخصیتی آیزنک،مقیاس افسردگی،اضطراب وتنیدگی وفهرست تجدید نظر شده نشانگان ۹۰ روی جامعه آزمودنی های ۸۰-۱۸ سال رضایت بخش بود.
در پژوهشی که توسط اسریواستاوا، جان، گوسلینگ، پوتر^[۲۴۰](۲۰۰۳)در مورد پرسشنامه نئو انجام گرفت نتایج نشان داد که مورد با وجدانی با بالارفتن سن افزایش می یابد،عصبی بودن درباره زنان با افزایش سن کاهش می یابد اما در مورد مردان و زنان کاهش ناچیزی نشان داده است و برونگرایی برای زنان با فزایش سن کاهش می یابد امادر باره مردان تغییری نمی کند هر دو نمرات مربوط به عصبی بودن و برونگرایی نشان داده است که برای زنان جوان نسبت به مردان جوان بیشتری می باشد ،گرچه برای هردو این ویژگی به ویژه برای عصبی بودن ۶تفاوت ظاهری با بالارفتن سن کاهش می یابد .نتایج مشابهی نیز توس تراسیانو، مک کرا، پرنت وکوستا در سال ۲۰۰۵ گزارش شده بود که تغییرات مختلف شخصیتی در بزرگسالی نشان داد.
در پژوهشی توسط پالاهنگ ،نشاط دوست،موسوی(۱۳۸۸) تحت عنوان هنجار یابی پرسشنامه ۶ عاملی شخصیت HEXACO-PI-R دردانشجویان ایرانی که بر روی ۷۱۱نفر دانشجو (۳۰۲نفر مذکر و۴۰۹ نفر مونث) انجام شد که این پر سشنامه شخصیتی دارای ۲۴ مقیاس صفات است و ۶ عامل شخصیتی صداقت، فرو تنی(H) هیجان پذیری(E) برون گرایی(X) توافق(A) وظیفه شناسی © وباز بودن به تجربه (O) را در بر می گیرد در این مطالعه همچنین ساختار ۶ عاملی پرسشنامه HEXACO-PI-R در دانشجویان ایرانی مورد تایید قرار گرفت همچنین همه مقیاس های پرسشنامه پایایی های درونی بالایی منطبق بر ساختار ۶ عامل فرض شد و اعتبار همگرای کافی با متغیر های خارجی نشان دادند.
. کولوتلا^[۲۴۱] و همکاران (۲۰۰۱)در مطالعه ای ضرایب باز آزمایی مقیاس های سیاهه شخصیتی چند وجهی مینه سوتا را مورد بررسی قرار دادند در این مطالعه نمون های متشکل از ۷۴مرد و۲۰زن شرکت داشتند که در حال تحمل صد مات روحی مربوط به جرم با تصادف بودند در این مطالعه که میانگین فاصله زمانی باز آزمایی درآن ۲۱/۳ ماه ضرایب همبستگی مقیاس بالینی از ۶۱/۰تا۷۳/۰ در نوسان بود.
در پژوهشی که توسط روشن چسلی و همکاران(۱۳۸۵)تحت عنوان بررسی روان سنجی پرسشنامه شخصیتی ۵عاملی نئو(NEO-FFI)که وارسی این مقیاس در دو مطالعه انجام پذیرفت در مطالعه اول برای محاسبه پایایی با بهره گرفتن از روش ثبات درونی ۶۰۴ دانشجو(۳۳۴دخترو۲۷۰پسر)با میانگین سنی ۸/۲۱ این پرسشنامه را تکمیل کردند نتایج نشان داد که تنها عوامل روان آزرده گرایی ومسئولیت پذیری در تمام آزمودنی ها، ثبات درونی قابل قبولی دارند(یعنی بزرگتر از ۷۰/۰) که البته آلفای کرونباخ عوامل برون گرایی و توافقی بودن نیز،از سطح توصیه شده برای مقیاس های گروهی بالاتر است (یعنی بزرگتر از ۵۰/۰).بنابراین تنها عامل پذیرا بودن ،فاقد ثبات درونی قابل قبولی است ودر مطالعه دوم که به منظور بررسی اعتبار سازه NEO-FFI همبستگی گشتاوری پیرسون بین ۵ عاملNEO-FFI و ۹بعد«سیاهه نشانگان تجدید نظر شده ۹۰ماده ای»(SCL-90-R) محاسبه شد نتایج این تحلیل ها نشان داد که عامل روان آزرده گرایی با تمام ابعاد SCL-90-R عامل مسئولیت پذیری نیز با تمام ابعاد SCL-90-R به غیر از بعد افکار پارانویید و وسواسی- اجباری، عامل های توافقی بودن و برون گرایی نیز با توجه به تصحیح بونفرونی به ترتیب با ۷و۳ بعد SCL-90-R همبستگی معنادار وعامل پذیرا بودن با هیچ بعدی ارتباط معناداری ندارد.لازم به ذکر است که در بین این عوامل تنها رابطه روان آزرده گرایی با ابعادSCL-90-R رابطه مثبت است و بقیه عوامل یا رابطه منفی دارند و یا رابطه معنادار ندارد.
نتایج مطالعه اگان و همکاران^[۲۴۲] (۲۰۰۰)آلفای ۷۲/۰ برای پذیرا بودن تا ۸۷/۰ برای روان آزرده گرایی را نشان می دهد.
در پژوهشی که توسط عاطف وحید،نصر اصفهانی،فتح الهی،شجاعی(۱۳۸۴)تحت عنوان هنجار یابی پرسش نامه روان شناختی کالیفرنیا(CPI)که بر روی ۱۰۰۸نفر (۹۱۱نفر مرد و۹۷نفر زن)انجام گرفت نتایج نشان داد که دامنه ضریب آلفا از۳۰/۰ برای مقیاس زنانگی– مردانگی تا۸۴/۰ برای مقیاس تحقق صفات Vبه دست آمد.میانگین ضریب های بدست آمده ۶۰/۰ و ضریب آلفای کل آزمون ۹۵/۰ود. دامنه ضریب های همبستگی پیرسون به روش بازآزمایی به فاصله دو هفته از ۴۷/۰ برای مقیاس هماهنگی عمومی تا ۸۵/۰ برای مقیاس خو کفایی در نوسان بود در تحلیل عاملی ۳عامل بدست آمد که کنترل، برونگرایی و انعطاف پذیری نام گذاری شد.
نتایج مطالعه مورایان و نزلک^[۲۴۳](۱۹۹۵)نیز حاکی از آن است که آلفای کرونباخ روان آزرده گرایی –برون گرایی،پذیرا بودن،توافقی بودن ومسولیت پذیری به ترتیب عبارت است ۸۴/۰ ،۷۵/۰ ،۷۴/۰ ،۷۵/۰ و۸۳/۰ است.
در پژوهشی که توسط کاویانی، پور ناصح، موسوی(۱۳۸۳)تحت عنوان هنجار یابی و اعتبار سنجی فرم تجدید نظر شده پرسش نامه شخصیتی آیزنک در جمعیت ایرانی که بر روی ۱۲۱۲نفر مرد وزن در گروه های سنی مختلف انجام شد نتایج نشان داد که ضریب همبستگی بین نمره های مقیاس ها در مرحله های آزمون و بازآزمون نشان داد که مقیاس های شش گانه EPQ-R در شرایط مختلف نتایج یکسانی را به دست می دهند همچنین همبستگی میان نمره های مقیاس ها وارزیابی های کمی دو ارزیاب در مر حله مصاحبه شخصیتی، نشان داد که به لحاظ نظری، مقیاس ها ویژگی های مورد نظر را می سنجند. یافته های مربوط به همبستگی درونی نشانگر آن است که عامل)E برون گرایی )ازعامل P(روان پریشی گرایی) کاملا جدا است .عامل E با عامل N(درون گرایی) همبستگی منفی ناچیز دارد و همبستگی ضعیفی بین عوامل NوP دیده می شود یافته های به دست آمده از تحلیل عوامل نشان دهنده همبستگی مقیاس های C وA با مقیاس های Q باE وN است.
در مطالعه هلدن و فکن^[۲۴۴](۱۹۹۴) هم حاکی از آن است که آلفای کرونباخ این این ۵ عامل در دامنه از ۷۳/۰ برای پذیرا بودن تا ۸۷/۰ برای روان آزرده گرایی قرار دارد .
در پژوهش که توسط میر زمانی ،بشارت(۱۳۸۰).تحت عنوان بررسی مقیاس های اعتباری فرم کوتاه پرسشنامه MMPI به زبان فارسی که بر روی۲۷۹نفر آزمودنی در چهار گروه مختلف بود.این چهار گروه عبارتنداز ۱)گروهی که به منظور معاینات استخدامی از طرف مراکز استخدامی وگزینش معرفی شدند(۱۲۰نفر). ۲)گروهی که به دلایلی از جمله تعیین درصد از کار افتادگی یا آسیب دیدگی و یا بررسی شرایط احراز معافیت پزشکی از خدمت ،وجز آن به درمانگاه ارجاع داده شده اند(۳۲نفر)، ۳)مراجعانی که به سبب مشکلات واختلالات مختلف روان شناختی به درمانگاه روان شناسی مراجعه کرده اند(۶۸نفر)، ۴)گروهی تصادفی از افراد عادی از میان کارکنان بیمارستان وهمراهان مراجعان فوق به عنوان گروه مقایسه (۵۹نفر).یافته ها نشان دادکه آزمودنی های گروه استخدامی در مقیاس K وL به طور معنی داری نمرات بیشتری نسبت به سه گروه دیگر به دست آورده اند.به عبارت دیگر این گروه از آزمودنی ها سعی داشتند خودرا بهتر از آنچه هستند نشان دهند از طرف دیگر آزمودنی های گروه مراجعه کننده به کمیسیون پزشکی در مقیاس F نمرات بیشتر ودر مقیاس هایK وL نمرات کمتر نسبت به سه گروه دیگر به دست آورده اند. به بیان دیگر این گروه از آزمودنی ها سعی داشتند خود را بدتر از آنچه هستند نشان دهند.

• - خویی، سیدابوالقاسم موسوی، مصباح الفقاهه(المکاسب)، ۴/۲۴۵٫ ↑

• - شهیدی، حقوق مدنی، ۳۹و۴۰٫ ↑

• - خویی، سیدابوالقاسم موسوی، المستند فی شرح العروه الوثقی- الإجاره، ۲۷٫ ↑

• - نسا / ۶ . ↑

• - خویی، موسوعه، ۳۰/۲۲٫ ↑

• - امامی، حقوق مدنی، ۲/۲٫ ↑

• - ر. ک: کابلی، محمد اسحاق، منهاج الصالحین، ۴/۲۱۷ و طباطبایی یزدی، محمد کاظم، ۵/۱۴٫ ↑

• - خویی، المستند فی شرح العروه الوثقی،۲۵٫ ↑

• - همو، موسوعه، ۳۰/۲۱٫ ↑

• - نسا/۲۹٫ ↑

• - بقره / ۲۵۷٫ ↑

• - صادقی فدکی، جعفر،اجاره،www. maarefquran.com ↑

• - منصور، قانون مدنی، ۵۰٫ ↑

• - مقصودی، مراد، حقوق مدنی، ۸۶٫ ↑

• - ر.ک: حکیم، سید محسن طباطبایی، مستمسک العروه، ۱۲/۱۱؛ خویی، المستند فی شرح العروه الوثقی،۵۷؛ و طباطبایی، منهاج الصالحین،۲/ ۱۹۲٫ ↑

• -با قری، احمد، فقه مدنی، ۲۸۳٫ ↑

• - صفایی، حسین، قاسم زاده، مرتضی، حقوق مدنی اشخاص و محجورین، ۲۱۰٫ ↑

• - قصص /۲۷٫ ↑

• - قصص /۲۷٫ ↑

• - قصص /۲۶ ↑

• - www.wikifegh.ir ↑

• -کلینی،الکافی، ۵/۹۰٫ ↑

• - کلینی، الکافی، ۵/۹۰٫ ↑

• - همان، ۵/۹۰٫ ↑

• - قمی، صدوق، محمد بن علی بن بابویه، من لا یحضر الفقیه، ۳/۲۴۵٫ ↑

• - ر.ک: فیض کاشانی، محمد حسن بن شاه مرتضی، الوافی، ۱۷/ ۱۴۸-۱۴۹٫ ↑

• - جمعه / ۱۰٫ ↑

• - ر. ک: قریشی، شریف، کار و حقوق کارگر، ۱۱۵و۱۱۶٫ ↑

• - ر. ک: خویی، موسوعه الفقه الإسلامی، ۴/۹۹٫ ↑

• - همان،۴/۹۹٫ ↑

• - همان،۴/۱۰۱٫ ↑

• - همان،۴/۱۰۱و۱۰٫ ↑

• - همان، ۴/۱۰۲٫ ↑

• - ر.ک: خمینی، روح الله، تحریرالوسیله، ۱/۵۷۱٫ ↑

• - ر.ک: عاملی، محمد بن عاملی، اللمعه الدمشقیه فی فقه الإمامیه،۱۶۴٫ ↑

• - منصور، قانون مدنی، ۵۲٫ ↑

• - ر. ک: خویی، موسوعه الفقه الإسلامی،۴/۱۰۳٫ ↑

• - بهجت، جامع المسائل،۳/۱۲۲٫ ↑

• - امامی، حقوق مدنی،۲/۱۲٫ ↑

• -کاتوزیان، قانون مدنی در نظم کنونی، ۲۰۶٫ ↑

• - همان، ۱/۵۷۱٫ ↑

• - کاتوزیان، قانون مدنی در نظم کنونی، ۲۰۶٫ ↑

• - ر.ک: خویی، منهاج الصالحین، ۲/۸۰ و شهید ثانی، الروضه البهیه، ۴/۳۳۲٫ ↑

• - منصور، قانون مدنی، ۹۸٫ ↑

• - ر.ک: امامی، حقوق مدنی، ۲/ ۱۲٫ ↑

• - ر.ک: بحرانی، یوسف بن احمد بن ابراهیم، الحدائق الناضره فی أحکام العتره الطاهره،۲۱/۵۵۱٫ و خویی، موسوعه الفقه الإسلامی،۴/۱۰۳٫ ↑

تحقیقات زیادی مکانیزم های سیاسی پدیده نفرین منابع را مطالعه کرده اند. لین و تورنل^[۵۳](۱۹۹۵)، نشان داده اند که اقتصادهای با منابع غنی در مقایسه با اقتصادهای با منابع فقیر به شدت به رفتار رانت جویی گرفتار می شوند به طوری که سیاست ملی، تمایل به چنگ آوردن رانت حاصل از منابع طبیعی را دارد. در مدل مورد مطالعه آن ها، یک ثروت بادآورده، از بهبود رابطه مبادله تجاری و یا از اکتشاف منابع طبیعی (رانت منابع طبیعی ) حاصل می شود و در رقابت منازعات گروهی به اقتصاد تزریق شده و به صورت مخارج دولت در کالاهای عمومی ناکارا پایان می پذیرد. در مطالعات گلب^[۵۴](۱۹۸۸)، آتی(۱۹۹۰)، لیتی و ویدمن^[۵۵](۱۹۹۹) و ترویک^[۵۶](۲۰۰۲) نیز، به طور عمده این مکانیزم تأثیر بررسی شده است. لیتی و ویدمن، تأکید دارند که وفور منابع طبیعی فرصت هایی برای رانت جویی ایجاد می کند که عامل مهم در تعیین سطح فساد به شمار می آید. آن ها در یک مدل رشد ساده، رابطه منابع طبیعی، فساد و رشد اقتصادی را نشان داده و نتیجه می گیرند که میزان فساد بستگی به وفور منابع طبیعی، سیاست های دولت و تمرکز قدرت بوروکراسی دارد. ترویک، در توضیح این که چرا وفور منابع طبیعی به درآمد و رفاه کم تر منجر می شود، با در نظر گرفتن رفتار رانت جویی در مدل خود، نشان می دهد که افزایش درآمد منابع طبیعی، تعداد زیادی از کارآفرینان را به رانت جویی مشغول کرده و از تعداد کارآفرینانی که بنگاه های با بهره وری بالا را هدایت می کنند، می کاهد.

بطور خلاصه مکانیزم های سیاسی و اقتصاد سیاسی شومی منابع را می توان به صورت زیر شرح داد؛ اول آن که، رونق منابع طبیعی نگرش های کوتاه مدت را بر سیاست مداران مسلط می کند. این منجر به اتخاذ سیاست های نامناسب و ناکارا می شود. دوم آن که، صادرات منابع طبیعی سبب تقویت بخش ها، طبقات و گروه های ذی نفعی می شود که از سیاست های کندکننده رشد سود می برند. سوم آن که در چنین شرایطی، تمرکز دولت افزایش یافته و اثر خود را بر فرایند توسعه از دو کانال ناکامی دولت در انجام وظا یف مورد نیاز توسعه و هم چنین تضعیف دموکراسی باقی می گذارد. زیرا زمانی که دولت درآمد کافی از صادرات منابع طبیعی در اختیار دارد، مالیات کمتری وضع می کند و در مقابل، مردم نیز تقاضای کم تری برای پاسخ گویی به دولت دارند. هم چنین دولت از طریق مخارج خود و با بهره گرفتن از رانت حاصل از منابع طبیعی بر ای کسب قیومیت بیش تر استفاده می کند، که مانع ایجاد فشار از سوی مردم برای ایجاد دموکراسی و شکل گیری گروه های اجتماعی مستقل می شود. چهارم آن که، دولت در کشورهای صادرکننده منابع طبیعی توجه زیادی به توسعه کیفی آموزش ندارد. پنجم آن که، با توجه به اهمیت و نقش نهادها در توسعه اقتصادی، نشان داده شده است، که رانت منابع طبیعی تأثیری منفی بر توانایی نهادها در برخورد با شوک های حاصل از نوسانات قیمت منابع دارد. نهادها، بخش زیادی از تعاملات اجتماعی، سیاسی و اقتصادی را در برمی گیرد و بدین دلیل عده ای از محققان در توضیح نفرین منابع طبیعی توجه خود را به مدلهای کیفی به ویژه مدل های نظریه بازی ها معطوف کرده اند. نتایج مطالعات نشان می دهد که سیاست مداران تمایل به استخراج بیش از حد منابع طبیعی در مقایسه با مسیر استخراج بهینه این منابع دارند و رونق منابع طبیعی، از طریق افزایش ارزش حفظ قدرت برای سیاست مداران و فراهم آوردن منابع بیش تر برای آن ها، سبب افزایش تخصیص غیرکارآمد منابع در بخش های اقتصادی می شود و این در حالی است که تأثیر کلی رونق منابع طبیعی بر اقتصاد به شدت به کیفیت نهادها بستگی دارد، چرا که این نهادها هستند که تعیین می کنند تا چه حد انگیزه های سیاسی سیاست مداران دارای قابلیت اجرایی است. بنابراین، کشورهایی که از نهادهای مناسبی برخوردارند، از رونق منابع سود می برند(درگاهی،۱۳۸۷). به بیان گیلفاسون، نروژ به عنوان یکی صادرکننده بزرگ نفت خام، تاکنون هیچ علامت روشنی از مصیبت منابع نداشته است، که به دلیل برخورداری از نهادهای توسعه یافته و کارا بوده است.
۲-۴ مکانیزم های اقتصادی نفرین منابع طبیعی
مهم ترین مشکلی که برای کشورهای غنی در منابع طبیعی بوجود می آید، بیماری هلندی است. در واقع مهمترین مکانیزم های اقتصادی توضیح پدیده نفرین منابع طبیعی در این کشورها، بیماری هلندی می باشد. در ادامه بطور مفصل بدان پرداخته می شود؛
۲-۴-۱ بیماری هلندی
در پی کشف میدان گاز در شمال کشور هلند توجه اقتصاد دانان به طور اخص به مساله بیماری هلندی جلب شد. واژه بیماری هلندی در سال ۱۹۷۷ توسط مجله اکونومیست برای توضیح رکود بخش صنعت در هلند بعد از کشف منابع گاز طبیعی در دهه ۱۹۶۰ در دریای شمال و افزایش شتابان درآمدهای ارزی ناشی از آن در این کشور بکار گرفته شد. با تزریق این درآمدهای ارزی کلان به اقتصاد هلند در دهه ۱۹۶۰ و اوایل دهه ۱۹۷۰، یعنی در حدود ۱۰ الی ۱۵ سال، بسیاری از صنایع مهم این کشور از بین رفتند یا قدرت رقابت بین المللی خود را از دست دادند. دولت هلند برای مقابله با این پدیده زیانبار، اقدام به اعمال سیاست های متعدد اقتصادی نمود که عمدتا نتیجه بخش نبود. به همین دلیل بعد از سال ۱۹۷۷ هرگاه چنین پدیده ای در اقتصاد یک کشور رخ بدهد، اصطلاحا به آن
بیماری هلندی گفته می شود.
بیماری هلندی یک مفهوم اقتصادی است که در آن تلاش می شود، رابطه بین افزایش سریع درآمدهای ارزی ناشی از بهره برداری زیاد از منابع طبیعی (فروش منابع طبیعی) و رکود در بخش های قابل مبادله نظیر صنعت و کشاورزی را در یک کشور توضیح دهد. از این رو نام علمی مناسبی که می توان بر بیماری هلندی نهاد، ” رونق در اقتصاد کالاهای قابل مبادله” که مترادف با ” رخوت در اقتصاد کالاهای صنعتی صادراتی” است. بیماری هلندی بیانگر وضعیتی است که افزایش سریع درآمدهای ارزی ناشی از صادرات منابع طبیعی و بهبود تراز تجاری، می تواند تولید اقتصاد ملی را در بخش صنعت وکشاورزی را دچار بحران (رکود) کند. این اتفاق به علت افزایش نرخ برابری پول ملی در برابر ارزهای خارجی صورت می گیرد. که بخش صنعت و کشاورزی را در رقابت با سایر تولید کنندگان جهانی تضعیف می کند.
بیماری هلندی غالبا بدلیل ورود ارز خارجی ناشی از فروش منابع طبیعی نظیر نفت و گاز ایجاد می گردد، اما این بیماری می تواند ” بوسیله هر فعالیت توسعه ای که نتیجه اش ورود بی رویه ارز خارجی شود” پدیدار گردد. از این رو استقراض پولی یا کمک های پولی خارجی و سرمایه گذاری های مستقیم خارجی در وسعت زیاد نیز می تواند منجر به بروز این پدیده گردد.
داستان از زمانی شروع می شود که به دلیل افزایش درآمدهای ارزی یک کشور، تراز تجاری آن مثبت و پول ملی آن کشور با افزایش قابل توجه ارزش در برابر پول سایر کشورها (ارزها) روبرو شود. در نتیجه این افزایش یا نرخ مبادله، صادرات این کشور برای کشورهای دیگر گران تر شده و کاهش می یابد، ولی واردات به این کشور به نسبت ارزان شده و افزایش پیدا می کند. نتیجه آن، عدم تعادل در تجارت خارجی کالاهای ساخته شده است. تحقیقات دو اقتصاد دان کوردن و نیری^[۵۷] در سال۱۹۸۲، نشان می دهد، این بیماری در هر کشور و زمان و به دلایل دیگری، با شدت و ضعف متفاوتی رخ می دهد. تجربه بیماری هلندی با افزایش قیمت بین المللی کالاهای تجاری از جمله با پیشرفت تکنولوژی در بخش تجاری (ژاپن و ایرلند)، افزایش تقاضا کالاهای قابل مبادله (سویس)، کشف منابع طبیعی نفت و گاز (انگلیس)، صنعت بوکسیت (جاماییکا)، صنعت نفت( ونزوئلا)، اکتشافات طلا( استرالیا) و افزایش قیمت قهوه(کلمبیا) با شدت متفاوت، رخ داده است(قنبری،۱۳۹۰، ص ۱۴۷).
دلیل توجه بیش از اندازه به این بیماری، می تواند ناشی از این مساله باشد که روند تعدیل اقتصادی در شرایط رونق صادراتی، در زمانی که این رونق پایان پذیرد، در جهت معکوس عمل نمی کند (شرایط به وضع سابق بر نمی گردد). زیرا تقویت بخش های تجاری و قابل مبادله در صورتی که بازار سرمایه و زیر بناهای آن در اثر بیماری هلندی تخریب شده باشد، با مشکل مواجه است. حتی اگر چنین مشکلی نیز رخ نداده باشد، ورود به عرصه رقابت بین المللی به دلیل تسخیر آن توسط کشورهای رقیب با مانعی جدی مواجه است(قنبری،۱۳۹۰، ص ۱۴۸).
در ادبیات بیماری هلندی تلاش های فراوانی صورت گرفته تا بتواند مکانیزم و کارکرد این پدیده اقتصادی را به صورت یک مدل طراحی نموده و توضیح دهند ، یکی از مشهورترین این مدل ها، مدل کوردن و نیری می باشد، که بطور مفصل تری به آن اشاره می شود، در ادامه نیز به سایر مدل ها ی تئوریک پرداخته می شود.
در مدل کوردن و نیری (۱۹۸۲)، بیماری هلندی، به اثرات سوء رونق منابع طبیعی(بخش انرژی) بر تولیدات بخش های صنعتی و ایجاد پدیده ضد صنعت^[۵۸] اشاره دارد. آنها یک تحلیل نظری برای توضیح این پدیده ارائه کرده اند. آنها اقتصاد باز کوچکی را در نظر گرفته اند، که از دو بخش قابل مبادله و غیر قابل مبادله تشکیل شده است. در بخش قابل مبادله دو نوع کالا (انرژی و کالای صنعتی) تولید می شود؛ و قیمت این نوع کالاها به صورت برون زا در نظر گرفته می شود، زیرا قیمت آنها در بازارهای جهانی تعیین می شود. در بخش غیر قابل مبادله نیز یک نوع کالا (خدمات) تولید می شود، که قیمت آن به صورت درون زا و به وسیله ی عرضه و تقاضای داخلی تعیین می گردد. فروض دیگر مدل آنها عبارت است از اینکه تمامی کالاها برای مصرف نهایی استفاده می شوند. در این مدل جنبه های پولی اقتصاد نادیده گرفته می شود و متغیرها به صورت حقیقی هستند. دستمزد از انعطاف پذیری کامل برخوردار است و در واقع تضمین کننده ی این مطلب است که همواره اشتغال کامل برقرار است. دو عامل تولید نیروی کار و سرمایه وجود دارد که نیروی کار تنها عامل متحرک بین بخشها است. کوردن و نیری اثرات رونق بخش انرژی بر بخشهای اقتصاد را به دو اثر تفکیک کردند: اثر حرکت عوامل تولید (اثر جابجایی) و اثر مخارج ( اثر هزینه ای).
اثر مخارج بیان می کند که رونق بخش انرژی موجب افزایش درآمدهای ارزی و ملی می شود که نتیجه آن افزایش تقاضا برای هر دو کالای قابل مبادله و غیرقابل مبادله است. این فشار تقاضا، قیمت هر دو نوع کالا را افزایش می دهد. اما در مقایسه با قیمت کالاهای قابل مبادله (P_T) قیمت کالاهای غیرقابل مبادله ( P_N) بیشتر افزایش می یابد؛ زیرا بخشی از مازاد تقاضای کالاهای قابل مبادله از طریق واردات تامین می شود، ولی تمام مازاد تقاضای کالاهای غیر قابل مبادله توسط عرضه ی داخلی تأمین می گردد، که نتیجه آن افزایش قیمت این نوع کالااست. با افزایش بیشتر قیمت کالاهای غیر قابل مبادله در مقایسه با قیمت کالای قابل مبادله که اصطلاحاً به آن تقویت نرخ ارزحقیقی (PT /P_N ) گفته می شود، عوامل تولید از بخش صنعت به بخش خدمات انتقال می یابد که نتیجه آن افزایش تولید بخش غیر قابل مبادله و کاهش تولید بخش قابل مبادله است. بنابراین، اثر مخارج به صورت غیرمستقیم منجر به ضد صنعتی^[۵۹] شدن می شود.
تاثیر منفی اثر مخارج بر افزایش سود آوری بخش های غیر قابل مبادله و افزایش تولید نهایی نیروی کار در بخش انرژی، سبب انتقال و خروج عوامل تولید از جمله نیروی کار و سرمایه از بخش های قابل مبادله به بخش های غیر قابل مبادله و انرژی، منجر می شود که به اثر جابجایی مرسوم است. این اثر ضمن بر هم زدن تخصیص عوامل تولید در ترکیب بخش ها، نرخ ارز واقعی را تقویت می کند. تقویت نرخ ارز واقعی سبب از دست دادن قدرت رقابت بین المللی و کاهش صادرات می شود. به عبارتی دیگر اثر جابجایی یا حرکت عوامل نیز بطور مستقیم منجر به پدیده ضد صنعتی شدن می گردد، این دو اثر به تفصیل در بخش زیر توضیح داده می شود.
دستمزد
L^,_T
L_M
L^,_S
L_T
L_S
G
W₂
B
W₁
A
W₀
O_T O_S
L_M^, L_T
L_S
M M^Ꞌ M^ꞋꞋ
اشتغال
نمودار(۲-۱) اثر رونق بخش انرژی بر بازار نیروی کار
ماخذ: کوردن و نیری ۱۹۸۲
نمودار(۲-۱) بازار نیروی کار را نشان می دهد که دستمزد (W) به وسیله ی محور عمودی و عرضه نیروی کار به وسیله محور افقی O_S O_T نشان داده می شود. L_M تقاضای نیروی کار در بخش صنعت است و اگر تقاضای نیروی کار بخش انرژی را به آن اضافه کنیم، منحنی L_T به دست می آید که تقاضای نیروی کار بخش قابل مبادله اقتصاد است. L_S نیز تقاضای نیروی کار در بخش خدمات است. تعادل اشتغال کامل اولیه در نقطه A قرار دارد که L_T و L_S همدیگر را در این نقطه قطع کرده اند و W₀ دستمزد تعادلی اولیه است. سودآوری بخش خدمات و موقعیت L_S به قیمت اولیه خدمات بستگی دارد که به صورت درونزا در یک مدل تعادل عمومی تعیین می گردد. نمودار(۲-۲) این مدل تعادل عمومی را ارائه می کند.
کالاهای قابل مبادله
T^,
b
J
U₀
g
T
n
a
S
خدمات