فصل اول – قواعد و مبانی عقد مرابحه

 

قواعد در لغت جمع قاعده^[۷۵] و به معنای بنیاد و اساس می‌باشد،^[۷۶] مطالعه ساختار درونی هرچیز، فهم آن را آسان می‌سازد و ارتباط میان اجزا، ساختار و چگونگی قواعد حاکم بر آن را تبیین می‌سازد. در حقوق نیز همین حکم وجود دارد و هنر حقوقدان در این است که ارکان موضوع را تمییز دهد و آن را به عناصر جزئی تر تحلیل نماید. براین اساس در این فصل سعی می شود با بررسی مفهوم، ماهیت، مبانی مشروعیت، ارکان و آثار عقد مرابحه، قواعد حاکم بر آن را تبیین نماییم، لذا در مبحث اول به بررسی ماهیت و مبانی عقد مرابحه و در ادامه در مبحث دوم به بررسی ارکان و آثار این عقد خواهیم پرداخت.

 

مبحث اول – ماهیت و مبانی عقد مرابحه

 

آشنایی با ماهیت و مبانی یک قرارداد، نخستین گام به منظور بررسی و تحلیل مباحث مربوط به آن قرارداد می‌باشد. بدین منظور در گفتار اول به بررسی مفهوم و اوصاف عقد مرابحه و سپس در گفتار دوم به بررسی مبانی مشروعیت این عقد می پردازیم.

 

گفتار اول – مفهوم و اوصاف

 

در این گفتار در بند اول مفهوم و ماهیت عقد مرابحه را مورد بررسی قرار خواهیم داد و در بند دوم به اوصاف این عقد می پردازیم.

 

بند اول- مفهوم

 

عقد بیع یکی از عقود رایج و پرکاربرد است و در منابع فقهی و حقوقی به اعتبارهای گوناگون تقسیم شده است، به طور مثال: به اعتبار زمان پرداخت ثمن به بیع نقد و بیع نسیه؛ از نظر شیوه تسلیم مبیع به بیع سلَم یا بیع سلَف و بیع کالی به کالی در برابر بیع حال و از نظر لزوم یا عدم لزوم رعایت تشریفات خاص به بیع رضائی و بیع تشریفاتی قابل تقسیم است.^[۷۷] همچنین بیع به اعتبار اِخبار یا عدم اخبار قیمت خرید توسط فروشنده نیز به چهار قسم تقسیم شده است و بیع مرابحه در این تقسیم بندی قرار دارد.^[۷۸] البته گروهی دیگر این تقسیم بندی را ‌بر اساس رأس المال، یعنى قیمت تمام شده کالا انجام داده‌اند.^[۷۹]

 

۱- بیع مرابحه

 

در این نوع بیع توافق دو طرف بر این مبنا می‌باشد که سودی عادلانه به فروشنده از بهای خرید برسد. پس فروشنده بهای خرید را (رأس المال) اعلام می‌کند و سود را بر آن می افزاید و مجموع رأس المال و ربح، ثمن قرار می‌گیرد که باید تسلیم فروشنده شود. بدین ترتیب در مرابحه ثمن دو جزء دارد: ۱) رأس المال یا بهای خرید ۲) ربح یا سود فروشنده و عقد درصورتی درست است که هر دو جزء معلوم باشد؛ در نتیجه اگر فروشنده بگوید آنچه را خریده ام با ده درصد می فروشم و خریدار آن را بپذیرد یا فروشنده اعلام نماید کالا را به بهای خرید معلوم به اضافه ربحی عادلانه می فروشم، عقد واقع نمی شود زیرا اگرچه ثمن قابل تعیین است، اما در زمان تراضی میزان ثمن معلوم نیست و ایجاب تمام ارکان لازم برای وقوع تراضی را در برندارد.^[۸۰]

 

بیع مرابحه در ترکیب وصفی، مرکب از دو واژه بیع و مرابحه است. واژه بیع همانند شراء از اضداد است و در خرید و فروش به معنای ضد خرید به کار رفته وگاهی نیز به معنای خرید است. معمولاً در خرید و فروش هر دو به کار می‌روند، ولی بر اثر کثرت استعمال، بیع، فروش کالا و شراء، خرید آن را به ذهن متبادر می‌سازد.^[۸۱] مرابحه از ریشه ربح^[۸۲] مصدر باب مفاعله^[۸۳] به معنای سود و بهره رساندن به یکدیگر، عدم تعلق زیان یا معلوم بودن میزان سود است.^[۸۴] از آنجا که خرید و فروش به عنوان ساده ترین وسیله توزیع ثروت و ‌بر مبنای‌ ضرورت بشر حاصل شده است عقد مرابحه نیز از زمان صدر اسلام با همین ماهیت و همین عنوان و یا عنوان بیع ده یازده در بین مسلمین شایع بوده است.^[۸۵]

 

۲- بیع مساومه

 

در این نوع بیع، بایع قیمت خرید مبیع را بیان نمی کند و قیمت فروش کالا ‌بر اساس توافق بین بایع و مشتری تعیین می‌گردد.

 

۳- بیع تولیت

 

این بیع همانند بیع مرابحه است، با این تفاوت که بایع مبیع را به همان قیمتی که خریده است، می فروشد.

 

۴- بیع مواضعه

 

این بیع همانند بیع مرابحه است، با این تفاوت که بایع، مبیع را به کمتر از آن قیمتی که خریده است، می فروشد. ‌به این بیع، بیع محاطه یا بیع مخاسره نیز می‌گویند. دو اصطلاح مواضعه و تولیت در حقوق کنونی کمتر به کار می رود.^[۸۶]

 

به طورکلی پدیده هایی که در جهان رخ می‌دهند، در صورتی واجد ‌اثر حقوقی می‌باشند که یا درقالب وقایع حقوقی(عمل ارادی یا واقعه غیرارادی) و یا اعمال حقوقی (عقد یا ایقاع ) قرارگیرند. آنچه طرفین در مراودات دوجانبه و حقوقی خود جستجو می نمایند، اصولا ًحقوق ‌و تکالیفی است که از ماحصل اراده هایشان پدید می‌آید؛ اراده هایی که با الحاق به یکدیگر ماهیت یا مقتضای ذاتی خواسته غایی شخص را تعیین نموده و ‌بر اساس ماهیت بیان شده، آثار خود را بر چگونگی ایجاد حقوق و تکالیف، بارمی نمایند. بررسی مفهوم عقد مرابحه و تعاریف فقهی و اصطلاحی که در واقع به صورت کلی بیانگر ماهیت حقوقی یا مقتضای ذاتی اعمال حقوقی می‌باشند و نیز سابقه تاریخی استفاده از بیع مرابحه که در مباحث بعدی به آن خواهیم پرداخت، جای هیچگونه تردیدی برجا نمی گذارد که مرابحه، عقدی از شقوق عقد بیع می‌باشد و به طورکلی احکام بیع بر آن جاری می‌گردد،^[۸۷] اگرچه بیع مرابحه شروط دقیقی دارد که در صورت عدم تحقق ممکن است به ربا بیامیزد.

 

 

بند دوم – اوصاف

 

در تبیین ماهیت حقوقی هر قراردادی ضروری است که اوصاف^[۸۸] آن نیز مورد بررسی قرار گیرد؛^[۸۹] از آنجا که عقد مرابحه از شقوق عقد بیع می‌باشد و مقنن برای صحت عقد بیع اوصافی را در نظر گرفته است لذا به طور طبیعی اوصاف عقد بیع علاوه بر اوصاف خاص عقد مرابحه مانند تملیکی بودن، معاوضی بودن و عین بودن مبیع در آن جاری می شود.

 

۱- تملیکی بودن:

 

قصد مدلس

 

در حقوق فرانسه اثر تاریخی حقوق رم برای تشخیص تدلیس مؤثر در قواعد مربوط به عنصر روانی نیز دیده می شود از آنجا که تدلیس در حقوق رم چنان که گفته ایم در اصل جنبه جزایی داشت برای تحقق آن می بایست عنصر معنوی جرم نیز وجود داشته باشد این عنصر که عمد درارتکاب است در متن قانون مدنی فرانسه تعریف نشده است ولی در نوشته های حقوقی و در رویه قضایی فرانسه آن را جز شرایط اساسی تدلیس می گیرند و راده سوق دادن کسی به اشتباه تعریف می‌کنند پس اگر کسی عمد در ایجاد اشتباه طرف دیگر نداشته و با حسن نیت عملی کرده که سبب اشتباه طرف دیگر شده باشد نمی وان او را قانوناً مدلس بشمار آورد. همچنین خطای غیر عمدی ناشی از صرف ‌بی‌قیدی یا سهل انگاری سبب تدلیس نمی شود.

 

در حقوق انگلیس عامل قصد در انعقاد قراردادها نقشی کاملاً متفاوت از حقوق فرانسه یا ایران یا اسلام دارد و تاثیر آن در عقد بسیار محدود است و در اصل برای تمیز توافقهای اخلاقی از توافقهای لازم الاجرای به کار گرفته می شود.

 

این بحث که خود رشته ای دراز اما دلکش است از مرز تحقیقی این مقاله بیرون می ماند بس اینکه بگوئیم در زمینه تدلیس عامل قصد نقشی جز آن دارد که برای انعقاد عقد لازم الاجرا قانونی به کار می‌آید.

 

در این نظام حقوقی برای تحقق تدلیس بین قصد فریب فقدان اعتقاد صادقانه و این قصد که طرف مطابق آنچه عرضه شده است عمل کند تمایزی ظریف می‌گذارند.

 

ضابطه تمیز تدلیس مبتنی بر نظریه لرد هر شل یکی از قضات عالیترین دادگاه انگلیس مجلس لردان در ضمن رسیدگی به دعوای دری علیه پیک است بنا ‌به این ضابطه تدلیس هنگامی ثابت می شود که معلوم گردد امرکاذبی: ۱ _ آگاهانه یا ۲ _ بدون اعتقاد به صحت آن ۳ _ از روی بی مبالاتی , یعنی بدون تقید بصدق یا کذب آن عرضه شده باشد این قاضی سپس اضافه می‌کند که شق سوم در واقع مصداقی از شف دوم است زیرا کسی که باین ترتیب امری را عرضه می‌کند نمی تواند اعتقاد صادقانه ای به صحت آنچه می‌گوید داشته باشد ‌بنابرین‏ عنصر اصلی روانی درحقوق انگلیس فقدان اعتقاد صادقانه به صحت عرضه است و بگفته همان قاضی برای احتراز از اینکه گفتار کذبی مدلسانه گردد تصور می کنم همیشه باید اعتقاد صادقانه ای به صحت آن وجود داشته باشد). ^[۳۲]

 

در مقام مقایسه عنصر روانی درحقوق انگلیس و فرانسه از یکدیگر تفاوت دارند حقوق فرانسه به قصدی که انگیزه عمل تدلیس آمیز بوده است توجه دارد و همانرا برای تحقق تدلیس کافی می شمارد حال آنکه حقوق انگلیس بین آنچه از نظر قانون تدلیس است و انگیزه خود عمل تدلیس تمیز می‌دهد و برای پیدایش تدلیس به انگیزه عمل که قصد فریب بوده یا آنکه چنین قصدی وجود نداشته است توجهی نمی کند.

 

بگفته قاضی مذکو هنگامی که فقدان اعتقاد صادقانه اثبات دیگر انگیزه شخص مرتکب اهمیتی ندارد مهم نیست که وص قصد فریب دادن یا اضرار انگیزه شخصی مرتکب اهمیتی ندارد مهم نیست که وی قصد فریب دادن یا اضرار طرف مقابل را نداشته است بلکه تدلیس بعلت فقدان اعتماد صادقانه تحقق می‌یابد.

 

پس باز در حقوق انگلیس درعین حال که عامل روانی برای تحقق تدلیس به کار گرفته می شود ماهیتی مستقل از انگیزه شخصی عامل برای فریب طرف دیگر دارد حال آنکه در حقوق فرانسه عامل قصد چنان که دیده ایم در قالب اراده عامل برای سوق دادن طرف مقابل به اشتباه تحلیل می شود لذا از این دیدگاه مفهوم تدلیس در حقوق انگلیس وسیعتر از آن در حقوق فرانسه است مثلا شخصی آگاهانه بدون قصد فیب بطرف مقابل دروغ می‌گوید در حقوق انگلیس مدلس است و در حقوق فرانسه نیست ولی از آنجایی که بندرت اتفا می افتد کسی آگاهانه دروغ بگوید بدون آنکه قصد تدلیس داشته باشد تفاوت نظری بین حقوق فرانسه و انگلیس در عمل اهمیت خود را از دست می‌دهد بعلاوه اگر چه بی مبالاتی یعنی عدم تقید به صدق یا کذب در حقوق انگلیس سبب تدلیس می شود چنان که مجلس لردان در همان دعوای دری علیه پیک رأی‌ داده است صرف مسامحه سبب تدلیس نمی شود اگر چه مسامحه عمده ممکن است اماره تدلیس باشد.

 

در حقوق اسلامی ضابطه عامی برای لزوم عامل روانی وجود ندارد به عبارت دیگر بعلت آنکه تدلیس به صورت نظریه ای که کلی و هماهنگ نیست نمی توان به طور عام گفت که برای تحقق تدلیس عامل روانی لازم است یا نیست بلکه باید با توجه به مصادیقی که در این بحث مطرح می شود قائل به تفکیک شد.

 

در بیوع امانات بنظر می‌رسد که علی الاصول عامل روانی مانند قصد خدعه , سبب فسخ عقد نیست و بلکه آنچه به مشتری این حق را می‌دهد صرف درست نبودن گفتار بایع است که در نفس خود موجب غرور مشتری می شود چون اگر جز این می بود تنها دروغ آگاهانه بایع در بیان قیمت می بایست به مشتری حق فسخ دهد در حالی که نه تنها دروغ بلکه اشتباه بایع نیز در بیان قیمت و آنچه به قیمت مربوط شود همین حق را برای مشتری پدید می آورد. ^[۳۳]

 

معهذا ضمن یکی از فروع بیع مرابجه که برد و نوع دیگر بیوع امانی نیز تعمیم می‌یابد گفته می شود که اگر کسی مالی را بدیگری بفروشد و سپس آن را به مبلغ بالاتری بازخرد در صورتی قصد او این باشد که قیمت باز خریدار به خریدار آتی در بیع الامانی باز گوید , عمل او تدلیس است ولی اگر معامله اول باین قصد نباشد مجاز است که در فروش مال به خریدار آتی قیمت اخیر را بگوید و عمل او تدلیس نیست.

 

در این فرع چند نکته درخور توجه است:

 

اول آنکه صریحاً خیانت و حیله و خدعه و تدلیس به کار می رود

 

دوم آنکه صریحا به عامل قصد عطف می شود. ^[۳۴]

 

سوم آنکه معمولا متون ناظر بر این فرع عطف به مواطا (تبانی) فروشنده با پسر یا غلام خود می‌کند ولی ذکر این موارد تمثیلی است نه حصری و ضابطه وجود تبانی است خواه بین فروشنده با پسر یا غلام او باشد یا بین او و هر کس دیگر .

 

‌بنابرین‏ در بیوع الامانات می توان گفت که قصد فیب برای فریب دادن مشتری سبب تحقق تدلیس می شود ولی وجود این قصد لازم نیست و بدون قصد فریب نیز ممکن است مشتری حق فسخ یابد.

 

در این روش تعیین و برآورد بردار‌های هم‌جمعی (یعنی ضرایب مربوط به روابط تعادلی بلندمدت) بین متغیر‌ها از ضرایب الگوی خودرگرسیون برداری (VAR) بین آن متغیر‌ها صورت می‌گیرد. ارتباط موجود بین الگوی VAR و هم‌جمعی این مکان را فراهم می‌کند تا به سادگی بردارهای هم‌جمعی را از روی ضرایب الگوی خود رگرسیون برداری به دست آورد. نقطه آغازین روش یوهانسن برای آزمون و تعیین روابط هم‌جمعی بین متغیر‌های سری زمانی، برآورد الگوی تصحیح خطای برداری مربوط به آن متغیر‌هاست که به صورت زیر معرفی می‌شود:

 

(۳-۲)

 

با این فرض که کلیه متغیر‌های بردار جمعی از مرتبه هستند آنگاه در مدل فوق تمامی جملاتی که به صورت درآمده‌اند هستند. از آنجا که جملات اخلال نیز نوقه سفید یا هستند لازم است نیز پایا و یا به عبارت دیگر باشد. وقتی که حداکثر رابطه هم‌جمعی در بین متغیر بردار وجود داشته باشد است که در آن ماتریس مربوط به ضرایب تعدیل بلند مدت و ماتریس مربوط به ضرایب تعادلی بلندمدت است. به طور کلی امکان پذیر نیست که در تعیین تعداد بردارهای هم‌جمعی، تک تک معادلات الگوی فوق را به روش OLS برآورد کنیم؛ زیرا در چنین صورتی تنها عناصر ماتریس برآورد خواهد شد در حالی که آنچه مورد نیاز است برآورد ضرایب ماتریسها و است و نه حاصل ضرب آن ها به صورت .

 

یوهانسون توسط روشی که به رگرسیون رتبه تقلیل یافته معروف است برآوردی از ورا به دست ‌می‌آورد که این روش بسیار پیچیده در نرم­افزارهای Eviews تعبیه شده است. انجام آزمون هم‌جمعی یوهانسون- جوسیلیوس به پنج طریق از مقیدترین حالت تا نامقیدترین حالت قابل اجرا است:

 

1. 1. بدون عرض از مبدأ وبدون روند (تصریح I )

 

1. 1. عرض از مبدأمقید و بدون روند (تصریح II)

 

1. 1. عرض از مبدأ نا مقید و بدون روند (تصریح (III

 

1. 1. عرض از مبدأ نا مقید وروند مقید (تصریح IV)

 

1. عرض از مبدأ نا مقید وروند نامقید (تصریح V)

یوهانسن پیشنهاد می‌کند که هر هر پنج الگو را به ترتیب از مفیدترین تا نامفیدترین حالت برآورد کرده، سپس فرضیه وجود صفر بردار هم‌جمعی را به ترتیب در آن ها آزمون می‌کنیم، اگر این فرضیه رد شد در مرحله دوم فرضیه یک بردار هم‌جمعی را برای تمامی حالت‌ها بررسی می‌کنیم، این عمل را تکرار کرده و زمانی متوقف می­شویم که فرضیه صفر مورد پذیرش قرار گیرد. در الگویی که فرض صفر زودتر مورد پذیرش واقع شود آزمون هم‌جمعی را با آن الگو انجام می­دهیم.

 

آزمون حداکثر مقدار ویژه وجود بردار هم‌جمعی را در برابر فرضیه مقابل وجود بردار هم‌جمعی مورد آزمون قرار می­دهد و آزمون اثر وجود r بردار هم‌جمعی را در برابر فرضیه مقابل وجود یا بیشتر را آزمون می­ کند.

 

نتایج و تفسیر آن ها

 

مقدمه

 

در این فصل به چگونگی مکانیسم تاثیر پذیری بورس اوراق بهادار تهران از بورس های جهانی می پردازیم. داده ها در دو بخش قبل و بعد از بحران مالی سال ۲۰۰۸ در یک دوره ۵ ساله با بهره گرفتن از مدل های آماری آزمون شده و در نهایت مدل انتقال بحران مورد بحث قرار می‌گیرد. زمان آغازین در این تحقیق بر مبنای تاریخ تصویب و اجرای قانون جدید بورس اوراق بهادار تهران در آذرماه سال ۱۳۸۴ بوده و داده های شاخص کل^[۶۷] که محاسبه آن بر اساس قیمت سهام پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار و در فصول قبل به آن اشاره گردید مبنای مقایسه با شاخص بورس داوجونز^[۶۸] قرار می‌گیرد. از آنجا که روزها و ساعات معاملات بورس در ایران و در بورس وال استریت^[۶۹] متفاوت می‌باشد، جهت تطبیق داده ها از عدد هفتگی شاخص در پایان معاملات روز اول هفته در وال استیت (دوشنبه) با روز معاملاتی بعد در بورس اوراق بهادار تهران (سه شنبه) استفاده شده است. عدد شاخص در روزهای تعطیل ایران نیز از روز معاملاتی بعد استفاده شده است که تاثیر تغییرات خبرهای جهانی را به همراه داشته باشد. همان‌ طور که در شکل (۴-۱) مشاهده می شود شاخص بورسهای دنیا در دوره مورد بررسی از همبستگی بالایی برخوردار بوده و می توان این گونه بیان کرد که تغییرات این بورسها از روند مشابهی پیروی می‌کنند. آنچنان که در شکل شماره (۴-۲) همبستگی خطی میان دو شاخص داوجونز و اس اند پی ۵۰۰^[۷۰] به راحتی مشاهده می شود.

 

روند تغییرات شاخص های بورس های جهانی در یک دوره ۵ ساله منتهی به اکتبر ۲۰۱۰

 

بررسی رابطه بین دو شاخص داوجونز و اس اند پی ۵۰۰

 

همان‌ طور که مشاهده می شود شاخص داوجونز از نظر عدد شاخص به شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران نزدیکتر می‌باشد و با توجه به تاثیر پذیری بالای این شاخص از بحران مالی مورد بررسی به عنوان متغیر اصلی تغییرات در این تحقیق انتخاب گردیده است. متغیر وابسته نیز شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران در نظر گرفته شده است. شکل (۴-۳) نمایانگر روند تغییرات این دو متغیر در طول دوره مورد بررسی می‌باشد.

 

نمودار هفتگی روند ۵ ساله شاخص TEPIX و شاخص DJI منتهی به اکتبر ۲۰۱۰

 

تجزیه و تحلیل مقدماتی

 

آزمون ریشه واحد^[۷۱]

 

رگرسیون متغیر های نامانا بر روی یکدیگر منجر به استنتاج فریبنده ای ‌در مورد پارامتر های برآورد شده و درجه رگرسیون می شود. ‌بنابرین‏ آزمون ریشه واحد را برای تعییین مجموعه ای از متغییر های مانا قبل از رگرسیون انجام می‌دهیم. برای این موضوع ما با بهره گرفتن از نرم افزار آماری و از روش آزمون دیکی – فولر تعمیم یافته^[۷۲] استفاده می‌کنیم. نتیجه آزمون نشان می‌دهد که تفاضل اول این دوشاخص مورد بررسی می تواند مانا باشد. مطابق فرمول (۴-۱) در صورتی که باشد فرض صفر این است که سری زمانی شاخص ها نامانا است. ‌بنابرین‏ برای اثبات مانایی بایستی فرضیه ریشه واحد رد شود.

 

(۴-۱)

 

آزمون دیکی-فولر تعمیم یافته

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

t-Statistic Prob.* DJI -۱٫۴۲۴۳۸۶ ۰٫۵۷۰۲ TEPIX -۱٫۱۶۰۲۳۰ ۰٫۶۹۲۰ ΔDJI -۱۷٫۲۷۵۵۰ ۰٫۰۰۰۰ ΔTEPIX -۱۰٫۰۱۷۷۵ ۰٫۰۰۰۰ *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Δ denotes the first difference. The lag length in the ADF regression is chosen by Schwartz’s Information Criterion (SIC). Critical values are: 10%, -2.57; 5%, -2.87; 1%, -3.46 (Fuller, 1976)