جامعه مورد بررسی ماست پروبیوتیک کم چرب (۵/۱ درصد) بود و شامل ۴ تیمار بود که ۳ تیمار مربوط به ماست پروبیوتیک با غلظت ۳۰،۲۰،۱۰ درصد جاشیر و ۱ تیمار مربوط به ماست پروبیوتیک فاقد جاشیر(نمونه شاهد) بود که در ظروف استریل دارای حجم ۱۰۰ گرمی تهیه و در درجه حرارت ۵ درجه سانتیگراد در یخچال نگهداری شدند.
۳-۵ : روش نمونه گیری و حجم نمونه
هر پنج نمونه ماست در روزهای ۱، ۷، ۱۴ و ۲۱ پس از تولید (مدت زمان قراردادی عمر محصول) از نطر خواص فیزیکو شیمیایی (آب انداختگی، اسیدیته) و خواص حسی (طعم، بو، احساس دهانی ، احساس غیر دهانی و رنگ) و زنده مانی باکتری پروبیوتیک مورد استفاده (لاکتوباسیلوس کازئی) آزمایش شدند. حجم نمونه که شامل چهار نوع ماست پروبیوتیک حاوی ۱۰، ۲۰ و ۳۰ درصد جاشیر و ماست پروبیوتیک فاقد جاشیر بود، با توجه به نوع تولید ۱۴۴ نمونه ( ۳۶ نمونه شاهد و ۱۰۸ نمونه مورد) در نظر گرفته شد که این نمونه ها هرکدام ۱۰۰ گرم بود. آزمایشات مذکور روی نمونه ها در روزهای ۱، ۷، ۱۴و ۲۱ پس از تولید و طی سه تکرار انجام شد.
۳-۶ : روش گردآوری داده ها
۳-۶-۱ : کل اسیدیته قابل تیتراسیون^۸۰
۱ میلی لیتر نمونه ماست به طور کامل با ۹ میلی لیتر از محلول آب مقطر و ۳ قطره فنل فتالئین الکلی(۰۰۰۱/۰% الکل) مخلوط و سوسپانسیون ماست با بهره گرفتن از سود ۱/۰ نرمال تیتر شد. مخلوط به طور مداوم هم زده شد و تیتراسیون تا زمانیکه رنگ صورتی مشخص که به مدت ۳۰ ثانیه ثابت ماند، تشکیل شد. حجم سود مورد نیاز برای خنثی کردن اسید موجود در ماست ثبت شد سپس محتوی اسید قابل تیتراسیون (درصد اسید لاکتیک معادل آن) با بهره گرفتن از فرمول زیر محاسبه گردید. برای سنجش اسیدیته قابل تیتر محصول از روش استاندارد ملی ایران به شماره ۲۸۵۲ استفاده شد (۵۹).

فرمول شماره ۲:
LA% =10×V NaOH×۰٫۰۰۹×۰٫۱×۱۰۰%/W
۱۰ = عامل رقت
W = وزن نمونه
VNaOH = حجم سود مصرفی برای تیتراسیون
۰٫۱ = نرمالیته سود
۳-۶-۲ : اندازه گیری آب اندازی
برای اندازه گیری آب اندازی از کاغذ واتمن شماره ۴۰ استفاده شد. به این صورت که ۵۰ گرم از هر نمونه ماست روی توری ریخته و به مدت یک ساعت در دمای ۵ درجه گذاشته و مقدار آب جدا شده اندازه گیری شد (مظلومی و همکاران، ۲۰۱۱) (۵۳).
فرمول شماره ۱: درصد آب اندازی = وزن محلول عبور کرده (گرم) تقسیم بر وزن نمونه ماست (گرم) ضربدر ۱۰۰
۳-۶-۳ : ارزیابی حسی
ارزیابی حسی محصول با روش استاندارد ملی ایران به شماره ۶۹۵ (ماست- ویژگی ها و روش های آزمون) و پرسشنامه طراحی شده براساس جدول موجود در این استاندارد انجام شد. پرسشنامه به کار رفته شامل عنوان پرسشنامه، اطلاعاتی در مورد نحوه انجام آزمون حسی و نحوه تکمیل پرسشنامه و هفت جدول (برای درج اطلاعات شخصی افراد ( پانلیست ها)، کد نمونه، جدول سوالات راجع به خصوصیات کیفی محصول) تنظیم شده بود که دارای درجه بندی ۵ نمره ای برای هر خصوصیت حسی (طعم، بو، ظاهر، رنگ و احساس دهانی) بود ( خیلی خوب = بسیار رضایت بخش=۴، خوب = رضایت بخش=۳، متوسط = قابل قبول=۲، ضعیف = غیر قابل قبول=۱ و خیلی ضعیف = غیر قابل مصرف =۰) (۵۹).
ارزیابی حسی نمونه ها با بهره گرفتن از یک پانل از افراد آموزش دیده در آزمایشگاه مرجع معاونت غذا و داروی دانشگاه علوم پزشکی شیراز مورد بررسی قرار گرفت. نمونه فرم ارزیابی حسی در صفحه پیوست آورده شد.
۳-۶-۴ : شمارش میکروبی در ماست‌ پروبیوتیک
در ماست‌های پروبیوتیک تولید شده، جهت شمارش لاکتوباسیلوس کازئی از محیط کشت MRS ونکومایسین آگار^۸۱ استفاده شد. به این منظور پس از همگن نمودن نمونه های ماست، ۱۰ گرم از هر یک از نمونه ها به شیشه های درپوش دار حاوی۹۰ میلی لیتر بافر استریل نرمال سیلین+۱/۰ درصد پپتون اضافه شده و با تکان دادن کاملا همگن می شد. پس از آن رقت های بعدی تهیه گردید. مقدار ۱/۰ میلی لیتر از رقتهای ^۴-۱۰، ^۵-۱۰ و ^۶-۱۰ به صورت پورپلیت در محیط ذکر شده در بالا، تلقیح شد ( Aryana, McGre, 2007).
۳-۷ : ابزار گرد آوری داده ها:
مواد شیمیایی: مواد مورد استفاده در آزمایش ها شامل شیر ۱٫۵ درصد چربی (شرکت پگاه فارس)، بافرهای ۴ و ۷ و ۹ برای کالیبره کردن PH متر، محلول سود ۰٫۱ نرمال، معرف فنل فتالئین الکلی، نمک مرک، استارتر لیوفیلیزه (DVS) سنتی ماست، استارتر لیوفیلیزه لاکتوباسیلوس کازئی، گیاه جاشیر، محیط کشت MRS آگار (مرک آلمان)، آنتی بیوتیک ونکومایسین (سیگما آلدریچ)، پپتون واتر (مرک آلمان) ، بود.
ابزار و وسایل: بشر ۱۰۰ میلی لیتر، استوانه مدرج ۱۰۰ و ۲۵۰ و ۵۰۰ و ۱۰۰۰ میلی لیتر ، قیف شیشه ای، کاغذ واتمن شماره ۴۰، پیپت ۱۰ و ۵ میلی لیتر، بورت مدرج، پایه و گیره، شیشه درپیچ دار ۲۰۰ و ۵۰۰ و ۱۰۰۰ میلی لیتر، دستگاه کلنی شمار، پلیت یکبار مصرف، کاسه یکبار مصرف، دستگاه اتوکلاو، بن ماری ۱۰۰ درجه سانتی گرادی، هود میکروبیولوژی و گرمخانه (انکوباتور)، pH متر (مدل ۸۷۲ مترهلم سوئیس)، پرسشنامه .
روش تهیه سود ۰٫۱ نرمال : مقدار ۴۰ گرم پودر هیدروکسید سدیم را درون ۱۰۰۰ میلی لیتر آب مقطر بون گاز حل شد و محلول حاصل برای تعیین نرمالیته دقیق با بی فتالات پتاسیم تیتر شد (زیبا حسینی، ۱۳۸۲) (۶۰).
روش تهیه آب مقطر بدون گاز : مقدار لازم آب مقطر درون ارلن ریخته شد و بمدت نیم ساعت در حال جوشیدن روی شعله ماند و سپس سرد و با درپوش غیر قابل نفوذ به هوا درب ارلن بسته شد (۶۰).
روش تهیه محلول بی فتالات پتاسیم : برای تهیه محلول ۱/۰ نرمال بی فتالات پتاسیم ۲/۱۰ گرم از پودر آن به دقت وزن شد و در آب مقطر بدون گاز کربنیک حل گردید سپس در یک فلاسک حجمی حجم به ۵۰۰ میلی لیتر رسانده شد (۶۰).
روش تیتراسیون سود با بی فتالات پتاسیم : ۲۰ میلی لیتر از بی فتالات پتاسیم در یک بشر ۱۵۰ میلی لیتری ریخته شد و سه قطره شناساگر فنل فتالین ( ۵/۰ درصد در الکل ۵۰ درصد) به آن افزوده شد. با یک بورت هیدروکسید سدیم قطره قطره به محلول اضافه گردید و این عمل تا ظاهر شدن رنگ ارغوانی روشن ادامه یافت. تیتراسیون در سه تکرار انجام شد و معدل گیری شد. اختلاف میزان سود مصرفی در سه تکرار نباید بیشتر از ۱/۰ می بود (۶۰).
تهیه محیط کشت ام آر اس آگار ونکومایسین دار : محیط کشت MRS agar از شرکت مرک آلمان خریداری شد. ابتدا مقدار ۶۸٫۲ گرم از محیط کشت MRS-agar در ۱۰۰۰ میلی لیتر آب مقطر کاملا حل و جوشانده شد تا کاملا یکنواخت و شفاف گردید. محلول حاصل در ۱۲۱ درجه سانتیگراد به مدت ۱۵ دقیقه اتوکلاو گردید. سپس محیط کشت را از اتوکلاو خارج کرده و دمای آنرا با آب سرد به محدوده ۴۰ تا ۵۰ درجه سانتیگراد پایین آورده و زیر هود میکروبیولوژی و در شرایط استریل (کنار شعله و با سرنگ استریل) ۲ میلی لیتر از محلول ونکومایسین به آن اضافه شد. در نهایت محیط کشت تا زمان شروع کشت میکروبی در انکوباتور ۵۰ درجه (برای جلوگیری از جامد شدن) نگهداری گردید. از این محیط کشت جهت شمارش لاکتوباسیلوس کازئی در ماستهای تولیدی استفاده شد ( Aryana, McGrew, 2007).
روش تهیه محلول ونکومایسین : ویال ونکومایسین از شرکت سیگما الدریچ^۱۳۷ خریداری شد. مقدار ۱۰ میلی گرم از پودر ونکومایسین در شرایط استریل توزین و به ۲۰ میلی لیتر آب مقطر درون شیشه های درپیچ دار اضافه شد. سوسپانسیون را به خوبی با دستگاه تکان دهنده^۱۳۸ هم زده تا کاملا حل گردید. سپس زیر هود میکروبیولوژی و کنار شعله محلول حاصل توسط سرنگ استریل برداشت شد. سرنگ حاوی محلول به فیلتر سرسرنگی استریل وصل گردید. زیر فیلتر یک شیشه درپیچ دار استریل (برای جمع آوری محلول فیلتر شده) قرار گرفت. محلول به فیلتر تزریق و در شیشه جمع آوری گردید ( Aryana, McGrew, 2007).
۳-۸ : روش تجزیه و تحلیل داده ها :
۳-۸-۱ : آنالیز آماری داده های بدست آمده بوسیله نرم افزار ۱۶SPSS، با بکارگیری آزمون یک طرفه واریانس و جهت تفاوت بررسی در میانگین ها از ضریب خطای %۵=α استفاده شد. میانگین و انحراف معیار تعداد باکتری های پروبیوتیک لاکتوباسیلوس کازئی در هر میلی لیتر از محصولات پروبیوتیک با غلظت های ۱۰، ۲۰ و ۳۰ درصد جاشیر و ماست پروبیوتیک بدون جاشیر ( به عنوان کنترل ) در هر نمونه گزارش شد. میانگین های تیمارها نیز با روش دانکن مقایسه گردید. همچنین از آزمون (Repeated measurement) برای بررسی میانگین نمونه های تکراری استفاده شد.
۳-۸-۲ : در مورد ویژگی های کمی از آمار توصیفی به کمک میانگین یا میانه و انحراف معیار استفاده شد.
۳-۸-۳ : برای ارزیابی حسی ماست های تولید شده بر پایه تیمارهای مورد مطالعه از آزمون کروسکال- والیس و کای دو استفاده گردید.
۳-۹ : مکان و زمان مطالعه : دانشکده تغذیه و علوم غذایی دانشگاه علوم پزشکی شیراز۱۳۹۱-۹۲
۳-۱۰ : محدودیت های پژوهش : گران شدن مواد و وسایل مصرفی بصورت تدریجی و چند برابر
۳-۱۰ : ملاحظات اخلاقی : ندارد
۳-۱۱ : تعریف واژه ها
جدول شماره ۱: متغیرها و تعریف آنها

به عبارت دیگر اگر انرژی کمتر از این مقدار باشد واکنش انجام نمی شود.
۳-۳-ج- سایر قوانین پایستگی
پایستگی تکانه زاویه ای در واکنش X(a,b)Y ایجاب می کند:
(۳-۲۸)
که در آن I تکانه زاویه ای کل هر هسته (به واحد ħ ) و l تکانه زاویه ای مداری هر زوج از ذرات حول مرکز جرم است.
پایستگی پاریته ایجاب می کند :
(۳-۲۹)
که در آن ، پاریته هر تراز هسته ای موجود در واکنش است.
این قوانین پایستگی محدودیت هایی را بر احتمال واکنش اعمال می کنند، ولی حتی اگر قوانین پایستگی وقوع یک واکنش را مجاز بدارند، آهنگ واکنش ممکن است گاهی اوقات به قدری کم باشد که نتوان وقوع آن را با وسائل موجود آشکار کرد [۱۱].
۳-۴- انواع واکنش های هسته ای
واکنش های هسته ای به راه های مختلفی رده بندی می شوند.
بسته به شرایط، واکنش های هسته ای را بهتر است با نوع ذره پرتابه، انرژی پرتابه، هدف، یا فراورده واکنش طبقه بندی کرد.
در مورد نوع ذره پرتابه داریم:
- واکنش های ذره باردار: تولید شده توسط p، d، ، ، (که p = پروتون، d = دوترون و = ذره آلفا است و دو واکنش آخر موسوم به واکنش های یون سنگین هستند.)
- واکنش های نوترونی
- واکنش های فوتو هسته ای: تولید شده توسط پرتوهای گاما
- واکنش های الکترون - القا
اگر انرژی پرتابه مشخص شده باشد:
- اگر ذره ورودی نوترون باشد:
- انرژی های حرارتی ev
- انرژی های فوق حرارتی ۱ev
- انرژی های نوترون کند ۱Kev
- انرژی های نوترون سریع ۰.۱- ۱۰ Mev
- ذرات باردار کم انرژی ۰.۱- ۱۰ Mev
- انرژی های بالا ۱۰- ۱۰۰ Mev
هدف ها غالبا به صورت زیر نام گذاری می شوند:
- هسته های سبک: اگر باشد.
- هسته های متوسط: اگر باشد.
- هسته های سنگین: اگر باشد.
درمورد فراورده واکنش:
- اگر فراورده سبک واکنش با ذره فرودی یکسان و دارای همان انرژی در سیستم مرکز جرم باشد واکنش را پراکندگی کشسان می نامیم. (یعنی a=b و )
- اگر فراورده سبک واکنش با ذره فرودی یکسان اما دارای انرژی مرکز جرم متفاوت باشد ( یعنی a=b و ) پراکندگی ناکشسان رخ می دهد.
- اگر و باشد واکنش هسته ای داریم.
- اگر فقط پرتوهای گاما گسیل شود یعنی b پرتو گاما باشد، واکنش را گیراندازی تابشی می نامند.
- اگر هسته های فراورده دارای جرم های نزدیک به هم باشند، ( ) واکنش را اسپلاشی یا شکافت می خوانیم.
گاهی اوقات a و b ذراتی یکسان اند، ولی واکنش موجب می شود که نوکلئون دیگری نیز جداگانه پرتاب شود ( به طوری که در حالت نهایی سه ذره حضور دارند) ، این واکنش را اخراجی می نامند. در واکنش انتقالی یک یا دو نوکلئون بین پرتابه و هدف مبادله می شوند. مثلا دوترون ورودی به پروتون یا نوترون خروجی تبدیل می شود و لذا نوکلئونی به هدف X اضافه شده و Y را تشکیل می دهد. واکنش ها را می توان بر اساس سازوکاری که حاکم بر فرایند است نیز رده بندی کرد. در واکنش های مستقیم تنها تعداد خیلی کمی از نوکلئون ها در واکنش شرکت دارند، و نوکلئون های باقیمانده در هدف به صورت تماشاچی غیر فعال ظاهر می شوند. در این واکنش ها ممکن است نوکلئون منزوی از یک حالت مدل پوسته ای حذف یا بدان افزوده شود و لذا می تواند به عنوان یکی از روش های بررسی ساختار پوسته ای هسته ها مورد استفاده قرار گیرد. در این واکنش ها می توان به تعدادی از حالت های برانگیخته Y دسترسی پیدا کرد. از سوی دیگر با سازوکار هسته مرکب روبرو می شویم که در آن، تا قبل از پرتاب نوکلئون خروجی، هسته های ورودی و هدف موقتا در هم ادغام می شوند و تقسیم کامل انرژی انجام می شود [۱۱و۲۶].
۳-۵- سطح مقطع
احتمال وقوع یک واکنش هسته ای را می توان به نحو مطلوبی برحسب مفهوم سطح مقطع بیان کرد.
چون بر همکنش های یک واکنش با تک تک هسته های هدف به طور مستقل از هم انجام می شود بهتر است که احتمال یک واکنش هسته ای را به یک هسته هدف نسبت بدهیم. فرض کنید که در یک آزمایش مفروض یک بره نازک از ماده هدف توسط یک باریکه تک انرژی شامل I ذره در واحد زمان، که مطابق شکل ( ۳- ۴ الف ) به طور یکنواخت بر روی سطح A توزیع شده است، مورد اصابت قرار گیرد و N ذره سبک در واحد زمان تولید کند، می توان این طور تصور کرد که با هر هدف، یک سطح ( عمود بر باریکه فرودی ) همراه است به طوری که اگر مرکز ذره پرتابه به داخل بخورد یک برخورد وجود دارد و یک واکنش تولید می شود، و اگر مرکز ذره پرتابه به نخورد، واکنشی تولید نمی شود. کمیت را سطح مقطع گویند که بیانگر احتمال واکنشی بر هر هسته هدف است. این سطح مقطع یک سطح تصوری است که الزاما نباید آن را با مساحت مقطع ( )ی هسته هدف مربوط دانست.
می توانستیم همچنین احتمال واکنش را توسط نسبت ( ) توصیف کنیم، ولی این کمیت بستگی به چگالی هدف و ضخامت ( )آن دارد، در حالی که وابسته به هر هسته هدف است.
شکل ( ۳-۴): آرایش اساسی تجربی برای تعیین سطح مقطع یک واکنش هسته ای،

الف - نمای جانبی ب - نما در امتداد باریکه
احتمال اینکه هر یک از ذرات هدف یک برخورد داشته باشد برابر است با و یا برابر است با تصویر سطح مقطع کل تمام هسته های هدف واقع در مساحت A ، وقتی در امتداد باریکه نگاه کنیم (شکل ۳-۴ ب)، تقسیم بر A . اگر n هسته در واحد حجم ماده هدف وجود داشته باشد، تعداد هسته در معرض هر ذره پرتابه از باریکه است . با هر هسته هدف یک سطح مقطع همراه است، به طوری که:
(۳-۳۰)
این رابطه را می توان به دو طریق به کار برد. اول اینکه با نوشتن :
) (۳-۳۱
که برابر است با نسبت تعداد ذرات فراورده سبک در واحد زمان به شار فرودی، واحد هسته هدف .
واحد سطح مقطع یا بارن است ( ) . در محاسبات نظری را عموما طوری انتخاب می کنند که باشد و شار ذرات به صورت زیر نوشته می شود:
(۳-۳۲)

مهرآرا و همکاران (۱۳۸۸)، در پژوهش خود، با الگوسازی و پیشبینی شاخص قیمت و بازده نقدی بورس اوراق بهادار تهران مبتنی بر ساختار تلفیقی الگوریتم ژنتیک با رویکرد شبکه عصبی GMDH،^[۱۵۳] سعی در شناخت متغیرهای مؤثر بر شاخص بورس اوراق بهادار تهران، داشتهاند. آنها با بهره گرفتن از داده های ماهانه دوره زمانی (بهمن ۱۳۷۴ تا اسفند ۱۳۸۵)، یازده متغیر کلان اقتصادی مرتبط با بازار سرمایه به همراه وقفه‌های یک و دو ماهه هر کدام از آنها و وقفه‌های متغیر وابسته، الگویی با ۳۵ متغیر ورودی را ایجاد کردهاند. نتایج به دست آمده نشان‌دهنده تأثیر قوی و معنیدار شاخص قیمت زمین، هزینه مسکن، شاخص قیمت مصرف کننده، پایه پولی، کرایه مسکن اجاره‌ای و قیمت جهانی نفت خام بر شاخص قیمت و بازده نقدی بورس اوراق بهادار است. در مقابل، بازار ارز خارجی و طلا، ارتباط کمتری با بازار سهام داشته است.
صمدی و همکاران (۱۳۸۸)، پیشبینی پذیری شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران را با بهره گرفتن از داده های روزانه ۶/۷/۱۳۷۶ تا ۸/۱/۱۳۸۸، بررسی کردهاند. آنها در این تحقیق از مدلهای مختلفی شامل مدل گام تصادفی، مدل خودتوضیحی و سه مدل از خانواده مدلهای خودتوضیحی واریانس ناهمسان شرطی (شامل GARCH، EGARCH و TARCH)، برای حذف توابع خطی موجود در سری زمانی و نیز از پنج آزمون تشخیص وجود توابع غیرخطی در جملات پسماند مدلهای ذکر شده، شامل آزمونهای مکلئود- لی^[۱۵۴] (Mcleod-Li)، آزمون ضریب لاگرانژ انگل (Engle-LM)، آزمون بروک- دکرت و شینکمن^[۱۵۵] (BDS)، آزمون دوکواریانس ( Bicovariance) و آزمون تسای^[۱۵۶] (Tsay)، استفاده کردند. طبق نتایج به دست آمده از مدلهای مورد مطالعه، فرض وجود گام تصادفی در سری مورد مطالعه رد میشود. این امر شاهدی بر وجود قابلیت پیشبینی در سری مورد مطالعه است. همچنین فرض عدم وجود توابع غیرخطی در جملات پسماند مدلهای مذکور با بهره گرفتن از آزمونهای مربوطه رد میشود، لذا میتوان امکان وجود توابع غیرخطی در جملات پسماند را پذیرفت که این دلیل دیگری بر قابلیت پیشبینی در شاخص کل بورس تهران است. با توجه به این شواهد، محققان ادعا میکنند که نتیجه کلی تحقیق بر قابلیت پیشبینی شاخص کل با بهره گرفتن از داده های تاریخی آن دلالت دارد.

امامی و امام وردی (۱۳۸۸) عنوان میکنند که سریهای زمانی بسیار پیچیده مانند قیمتهای بازار سهام، معمولاً تصادفی بوده، در نتیجه، تغییرات آنها غیرقابل پیشبینی فرض میشود. در بیشتر موارد در بررسی مشاهدات آماری مربوط به متغیرهای اقتصادی از جمله قیمت بازار سهام، از آزمونهایی استفاده شده است که در مواجهه با داده های آشوبی به اشتباه افتاده و آنها را داده های تصادفی تشخیص دادهاند، در حالی که این داده ها در واقع، از مقامهای معینی به وجود میآیند که با اختلالاتی جزئی همراه میباشند. به همین دلیل آزمونهای پیشبینی پذیری و غیرخطی برای بررسی وجود روند آشوبی معین و فرآیندهای غیرخطی در سری زمانی بوجود آمدهاند. بر این اساس آنها در این مطالعه، از آزمونهای پیش بینی پذیری و غیرخطی مختلفی نظیر BDS، تسلسل و بعد همبستگی برای بررسی وجود روند آشوبی معین و فرآیندهای غیرخطی در سری زمانی شاخص روزانه سهام بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی ۰۱/۰۸/۱۳۷۹ تا ۰۲/۰۷/۱۳۸۶ بهره بردهاند. نتایج به دست آمده نشان دهنده پیشبینی پذیری و وجود روند غیرخطی در داده های مورد بررسی بوده است. پژوهشگران، پس از حصول اطمینان از پیشبینی پذیری و وجود روند غیرخطی در داده های شاخص روزانه سهام، جهت ارائه مدل مناسب برای پیشبینی شاخص قیمت سهام، مدلهای سری زمانی خطی (AR)، غیرخطی (GARCH) و شبکه عصبی مصنوعی (ANN) را برآورد کردهاند. در نهایت، نتایج به دست آمده از مقایسه توان پیشبینی این مدلها بیانگر توان بالای پیشبینی در مدلهای شبکه عصبی مصنوعی نسبت به مدلهای دیگر است.
پیرائی و شهسوار (۱۳۸۸) تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی بر بازار سرمایه ایران را بررسی کردهاند. بدین منظور داده های فصلی متغیرهای مختلف اقتصادی شامل تولید ناخالص داخلی، حجم پول، تورم و نرخ ارز دوره زمانی ۱۳۷۰ تا ۱۳۸۵ را مورد توجه قرار دادهاند. بر اساس نظریه قیمت گذاری آربیتراژ و انجام آزمونهای ریشه واحد و همجمعی، مدل خود همبسته با وقفه توزیعی^[۱۵۷] و مدل تصحیح خطا برآورد شده و تأثیرات متغیرهای فوق بر شاخص قیمت سهام بورس اوراق بهادار تهران بررسی شده است. نتایج این تحلیل حاکی از آن بود که تولید ناخالص داخلی و سطح عمومی قیمتها تأثیر مستقیم روی شاخص قیمت سهام داشته اما حجم پول و نرخ ارز دارای اثرات منفی روی شاخص قیمت سهام هستند.
موسایی و همکاران (۱۳۸۹) در پژوهشی به بررسی هم انباشتگی و علیت میان متغیرهای کلان اقتصادی و شاخص کل قیمت سهام پرداختهاند. آنها، برای این بررسی از داده های فصلی دوره زمانی ۱۳۸۵-۱۳۷۰ شاخص کل قیمت سهام و مجموعهای از متغیرهای کلان اقتصادی شامل عرضه پول، تولید ناخالص داخلی و نرخ ارز استفاده کردهاند. برای توضیح رابطه کوتاه مدت و بلند مدت میان متغیرهای مورد بررسی از رویکردهای علیت گرنجر، ARDL، همجمعی جوهانسون و مدل تصحیح خطا استفاده شده است. نتایج نشان میدهد که در تمام الگوهای برآورد شده یک رابطه بلندمدت میان متغیرهای کلان و شاخص کل قیمت سهام وجود دارد. مطابق نتایج حاصل شده، درحالی که سیاستهای پولی بانک مرکزی بیشترین تأثیر را بر تغییرات قیمت سهام دارد، آثار نرخ ارز و تولید ناخالص داخلی بر بازار با بی اطمینانی زیادی همراه است. بر اساس نتایج بدست آمده از آزمون علیت گرنجر، شاخص کل قیمت سهام اثر معنیداری بر تولید ناخالص داخلی ندارد در حالی که متغیرهای کلان بر رونق یا رکود بورس تأثیر میگذارند. بر اساس نظر این پژوهشگران، این نتیجه نشان دهنده این است که از شاخص کل قیمت سهام نمیتوان برای پیشبینی تولید ناخالص داخلی استفاده کرد. همچنین قیمت سهام از یک فرایند گام تصادفی آن طور که فرضیه بازار کارا پیشبینی کرده است پیروی نمیکند. بر این اساس، فرضیه تحقیق مبنی بر عدم کارایی بازار سهام پذیرفته میشود.
حسینی نسب و همکاران (۱۳۹۰) با بهره گرفتن از داده های ماهانه فروردین ماه سال ۱۳۷۶ تا مرداد ماه سال ۱۳۸۹ اثر شوکهای بازار نفت روی بازده سهام بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کردهاند. به منظور انجام این بررسی از روش آنالیز موجک^[۱۵۸] (جهت نویز زدایی سری زمانی) و روش خود رگرسیون برداری راه گزینی مارکف (MS-VAR)^[159] استفاده شده است. بر اساس نتایج مطالعه، در فاز رکود و رونق بازده بازار سهام همراه با نوسانات شدید و فاز رونق بازده بازار سهام با نوسانات ملایم، اثر نوسانات قیمت نفت بر بازده بازار سهام مثبت است. به علاوه در فاز رکود بازده بازار سهام با نوسانات ملایم، اثر نوسانات قیمت نفت روی بازده بازار سهام منفی است به طوریکه افزایش قیمت نفت به عنوان عامل تداوم در رکود بورس اوراق بهادار، عمل کرده است. بنابراین پیشنهاد شده است که در دوره های رکود همراه با تداوم بلند مدت در بازار سهام، در صورتی که مقارن با افزایش مداوم قیمت جهانی نفت باشد، با تغییر سیاست های کلان اقتصادی، از ورود اثرات انبساطی حاصل از افزایش فوق به اقتصاد جلوگیری شود تا افزایش قیمت نفت، به عنوان عامل تداوم رکود بازده بازار سهام، حذف و بازار سهام از حالت رکود خارج شود. در این ارتباط، افزایش درآمدهای نفتی واریزی به صندق ذخیره ارزی به عنوان گزینه پیشنهادی برای غلبه بر رکود مطرح شده است.
پورزمانی و همکاران (۱۳۹۰) با اشاره به این مطلب که سرمایهگذاران در تصمیمگیری های خود درباره سرمایهگذاریهایشان درصدد کاهش ریسک سرمایهگذاری به منظور کسب بازده مورد انتظارشان هستند به بررسی تاثیر متغیرهای کلان اقتصادی ( شامل نرخ رشد اشتغال و تولید ناخالص داخلی، تورم و رشد شاخص قیمت سهام) بر بازده سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال های ۱۳۷۹ تا ۱۳۸۵، با بهره گرفتن از مدل رگرسیونی، پرداختهاند. نتایج تحقیق نشان میدهد که نرخ رشد اشتغال بر بازده سهام تاثیری ندارد، تولید ناخالص داخلی (با تاثیر محدود)، تورم (با تاثیر محدود منفی) و رشد شاخص قیمت سهام (با تاثیر قابل ملاحظه) بر بازده سهام موثر هستند. این پژوهشگران، در خاتمه عنوان میکنند از آنجا که اقتصاد ایران یک اقتصاد دولتی است، به دلیل وجود فضای بوروکراتیک و کندی مراحل تصمیم گیری تا اجرا، واکنش صورت گرفته در متغیرهای اقتصادی با تاخیر زمانی صورت میگیرد. در کلامی سادهتر، تغییر در برخی متغیرها از قبیل تورم و رشد اشتغال بلافاصله بر هزینه ها و درآمدهای شرکت اثر نمیگذارد و تاثیرات آن در طول زمان ظاهر میشود و عکس العمل بازار نیز با تاخیر رویت میشود. از این رو پیشنهاد میکنند که بررسی تاثیر شاخصهای مذکور بر بازده سهام با وقفه بیش از دو سال انجام شود.
نبوی چاشمی و حسن زاده (۱۳۹۰) در پژوهشی به بررسی این پرسش میپردازند که کدامیک از شاخص های پیشبینی مورد استفاده از خانواده شاخص میانگین متحرک، بهترین روش برای پیشبینی قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران به شمار میآید. بدین منظور با بهره گرفتن از آمار ماهانه ۵۰ شرکت برتر بورس، قیمتهای سهام با بهره گرفتن از سه شاخص میانگین متحرک^[۱۶۰] (MA)، میانگین متحرک وزنی^[۱۶۱] (WMA) و میانگین متحرک نمایی^[۱۶۲] (EMA)، برای دوره های ۳۰، ۶۰ و ۹۰ روزه پیشبینی گردیده است. سپس نتایج پیشبینی با قیمت واقعی سهام مقایسه شدهاند. نتیجه این بررسی نشان میدهد که در مقایسه بین سه روش، روش میانگین متحرک نمایی بر اساس شاخصهای اعتبار سنجی از قبیل میانگین قدرمطلق خطاها (MAD)^[163] و نشانگر ردیاب (TS)^[164] از اعتبار بالاتر و قابلیت اطمینان بیشتری برای پیش بینی قیمت سهام برخوردار است.
ابونوری و عبداللهی (۱۳۹۰) با بهره گرفتن از یک مدل خودرگرسیون ناهمسان واریانس شرطی چندمتغیره^[۱۶۵] (MGARCH) و داده های هفتگی بازار سهام از اکتبر ۱۹۹۷ (مهر ۱۳۷۶ ) تا مارس ۲۰۱۰ (اسفند ۱۳۸۸ )، ماهیت تعاملات بین بازده ها و نوسانات بازارهای سهام چهار کشور ایران، آمریکا، ترکیه و مالزی را ارزیابی کردند. در این مطالعه از شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران، شاخص بازار سهام مالزی^[۱۶۶] (KLSE)، شاخص بازار سهام ترکیه^[۱۶۷] (XU100) و شاخصS&P500^[168] (به نمایندگی از بازار سهام آمریکا ) استفاده شده است. نتایج این مطالعه نشان میدهد که اثرات مثبت و معنیداری از بازده های بازار سهام ایالات متحده بر این بازارها به استثنای ایران تحمیل شده است. همچنین شواهدی قوی مبنی بر وجود اثرات ARCH و GARCH در چهار کشور مشاهده شد که نشان دهنده اثرپذیری نوسانات این بازارها از شوکها و نوسانات باوقفه خود است. پژوهشگران این مطالعه، به دلیل وجود درجه پایینی از نوسانات همزمان در میان این کشورها، پیشنهاد میکنند که تشکیل سبد سهامی از سهام بازارهای مذکور میتواند با ریسک کمتر به سود و بازده بالا برسد.
خانی و ابراهیم زاده (۱۳۹۰) مدل قیمت گذاری داراییهای سرمایهای را با رویکرد چند عاملی در شرایطی شرطی، وابسته به مثبت یا منفی بودن بازده مازاد بر شاخص بازار، مورد آزمون قرار دادهاند. جامعه آماری این پژوهش پس از اعمال محدودیتهای لازم و حذف سیستماتیک تعدادی از شرکتها به ۷۰ شرکت پذیرش شده در بورس اوراق بهادار تهران محدود شده است. متغیر وابسته پژوهش، مازاد بازدهی سهام بوده است که از تفاوت بین بازدهی سهام و نرخ بازده بدون ریسک حاصل شده است. پژوهشگران در این مطالعه با بکارگیری مدل رگرسیون، توانایی توضیح دهندگی بازده سهام، توسط متغیرهای بتا، اندازه شرکت، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار و متغیرهای اهرمی، شامل اهرم دفتری و اهرم بازار در سه شرایط بازار شامل شرایط غیر نزولی و غیر صعودی (متقارن)، شرایط صعودی، و شرایط نزولی، را بررسی کردهاند. نتایج تحقیق، نشان داد که بازده سهام، در شرایط غیر نزولی و غیر صعودی، با بتا و اندازه شرکت و در شرایط نزولی، با متغیرهای بتا، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، اندازه شرکت و در شرایط صعودی، با بتا، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، اندازه شرکت و اهرم بازار رابطه معنیداری دارد اما در هیچ کدام از شرایط بازار، رابطه معنیداری بین بازده سهام و اهرم دفتری مشاهده نشده است.
کشاورز حداد و بابایی (۱۳۹۰) به اهمیت مدلسازی تلاطم (نوسانات) بازده در بازارهای سهام، از منظر پژوهشگران دانشگاهی و نیز کارپردازان علم مالی و موارد استفاده آن در پیشبینی بازده سهام اشاره میکنند. بر این اساس، در تحقیق خود با استفاده همزمان از مدل GARCH با توجه به ویژگی واریانس ناهمسانی، در کنار استفاده از مزایای داده های پانل از جمله درجات آزادی بالاتر، انعطاف پذیری بیشتر و کنترل آثار متغیرهای حذف شده یا مشاهده نشده و در نتیجه افزایش دقت تخمین، در پانلهایی متشکل از شاخصهای چندین گروه صنعت به صورت نمونه و سریهای زمانی مربوط به قیمت سهام شرکتهای داخل این گروه های صنعت در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی تیر ماه ۱۳۸۴ تا آبان ماه ۱۳۸۷، با بهره گرفتن از روششناسی کل به جزء هندری به دنبال بررسی تشابهها و تفاوتهای ساختار تلاطم بازده سهمهای درون صنایع یکسان و نیز ساختار تلاطم بازده سهمهای صنایع غیر یکسان بودهاند. نتایج تحقیق آنها نشان میدهد که نمیتوان ساختار تلاطمی مشابهی را برای سهمهای موجود در یک گروه صنعت یا در سطحی بالاتر برای گروه های صنعت نمونه انتخاب شده از بورس سهام تهران، چه از لحاظ میانگین بازده سهام و چه از لحاظ یکسانی ساختار تلاطم بازده یا یکسانی میانگین تلاطم بازده، در نظر گرفت.
عارفی و دادرس (۱۳۹۰)، در پژوهشی تحت عنوان «پیشبینی بازده سهام با بهره گرفتن از استراتژی تحلیل بنیادی^[۱۶۹]» به بررسی اهمیت متغیرهای اساسی صورتهای مالی در پیشبینی بازده سهام به وسیله استراتژی تحلیل بنیادی پرداختهاند. یازده علامت بنیادی بر اساس تواناییشان در پیشبینی بازده، شامل موجودی کالا، حسابهای دریافتی، سرمایهگذاریها، حاشیه سود ناخالص، بازده داراییها، تغییرات بازده داراییها، جریان وجوه نقد، اقلام تعهدی، تغییرات اهرم مالی، تغییرات نقدینگی و تغییرات گردش داراییها در محاسبه نمره بنیادی شرکتها منظور شده است و شرکتها با توجه به نمره بنیادی به دو سبد دارائی با نمره بالا و پایین تقسیم میشوند و بازده آنها از ابتدای ماه پنجم سال بعد تا ۱۵ ماه بعد از آن محاسبه شده است. جامعه آماری مورد مطالعه در این پژوهش، شرکتهای بورس اوراق بهادار تهران (به استثناء شرکتهای مالی و سرمایهگذاری) طی سالهای (۱۳۸۹-۱۳۷۸)، هستند. نتایج آزمون همبستگی اسپیرمن نشان داد نمره بنیادی رابطه مثبت و معنیداری در سطح یک درصد با بازده سهام دارد. متغیرهای موجودی کالا و تغییرات گردش داراییها رابطه مثبت و معنیدار و سرمایهگذاریها دارای رابطه منفی و معنی دار در سطح یک درصد با بازده بودند. آماره t، نیز نشان داد که میانگین بازده سبد دارائی با نمره بنیادی بالا (۴۹٫۲۶ درصد)، بزرگتر از سبد دارائی با نمره بنیادی پائین (۲۵٫۵۷ درصد)، است و بر این اساس پژوهشگران، عنوان میکنند که با بهره گرفتن از استراتژی تحلیل بنیادی، میتوان در بورس اوراق بهادار تهران بازده مثبتی به دست آورد.
صالح آبادی و مهران راد (۱۳۹۱) جهت بررسی کارایی روشها و استراتژیهای نوین سرمایهگذاری نسبت به عملکرد شاخص بازار، با بهره گرفتن از آمار ماهانه، عملکرد سبد دارائی بهینه مدل تک عاملی شارپ را به عنوان یکی از روش های انتخاب سبد سرمایهگذاری موسوم به نظریههای نوین مالی، طی دوره مهر ۱۳۸۲ الی شهریور ۱۳۸۷ ارزیابی کردهاند. آنها، همچنین فرضیه سودمندی استفاده از متغیر پیشبینی کننده نوسانات کاهشی قیمت برای دوره میان مدت را مورد آزمون قرار دادهاند. نتایج آزمون فرضیات تحقیق، ادعای عدم وجود اختلاف معنیدار بین میانگین بازده سبد دارائی بازار و سبد دارائی تک عاملی را مورد تأیید قرار داده است. اما اثربخشی استفاده از متغیر پیشبینی کننده نوسانات کاهشی قیمت در افزایش بازده سبد دارائی بهینه مدل تک عاملی مورد تأیید قرار نگرفت. نتایج تحقیق، تأییدی بر کارایی اطلاعاتی سطح ضعیف در بازار بوده و به توجه بیشتر بر ریسک و بازده برای دوره های میان مدت اشاره دارد.
عباسیان و حسینی دوست (۱۳۹۱) جهت بررسی رفتاری مشابه با مدل گام تصادفی و همچنین وجود فرم ضعیف کارایی بازار، با بهره گرفتن از داده های روزانه دوره زمانی ۰۶/۰۷/۰۱۳۷۶ تا ۱۰/۰۳/۱۳۹۰، به پیشبینی دینامیک بازده شاخص بورس اوراق بهادار تهران (TEPIX) پرداختند. بدین منظور، از یازده مدل مشتمل بر دو مدل از خانواده ARMA به عنوان مدلهای خطی و تعداد نه مدل از خانواده ARCH به عنوان مدلهای نوسانی و غیرخطی استفاده شده است. همچنین، با توجه به اثر پدیده آشوب بر نوع مدلسازیها و انتخاب مدل بهینه، در پژوهش مذکور آزمون وجود یا عدم وجود این پدیده نیز بررسی شده است و با بهره گرفتن از آزمون نسبت واریانس همپوش، در مورد نوع الگوی گام تصادفی در سری زمانی مربوطه، شواهدی ارائه شده است. پیشبینیها در دو فرم درون نمونهای و برون نمونهای صورت گرفتهاند که برای پیشبینی برون نمونهای افق زمانی پنج روزه در نظر گرفته شده است. نتایج این پژوهش، بیانگر کارایی بالاتر مدلهای غیرخطی در مقایسه با مدلهای خطی بوده و در میان مدلهای غیرخطی نیز، مدل هایی که قابلیت انعکاس رفتار نامتقارن بازده را در مدلسازیها دارند، کارایی مطلوب تری را از خود نشان دادهاند. همچنین، پژوهش مذکور شواهدی مبنی بر عدم کارایی اطلاعاتی سطح ضعیف در بورس اوراق بهادار تهران، ارائه کرده است.
در خاتمه، میتوان گفت که با توجه به مرور انجام شده بر اساس هر دو دسته مطالعات مرتبط با بورسهای اوراق بهادار خارجی و بورس اوراق بهادار تهران، بازده سهام دارای اجزای قابل پیشبینی می است. بر این اساس با بکارگیری استراتژیهای مناسب پیشبینی، میتوان تا اندازهای بازده سهام را پیش بینی کرد. نکته مهم در این میان اینست که پیشبینیهای حاصل از استراتژیهای سنتی برای پیشبینی برون نمونهای از اعتبار لازم برخوردار نیستند. بنابراین لزوم بکارگیری استراتژیهای نوین جهت پیشبینی بازده سهام بورس اوراق بهادار تهران نکته مهمی است که باید در مطالعات تجربی بخوبی و با دقت فراوان مورد توجه قرار گیرد. نکته مهمتر آنکه، علیرغم اهمیت و حساسیت نقش شرایط بازار و جریان اطلاعات در پیشبینی پذیری بازده سهام، این مسئله برای بورس اوراق بهادار تهران تحلیل و بررسی نشده است بنابراین تحلیل تجربی این رابطه برای بورس اوراق بهادار تهران از اهمیت ویژهای برخوردار است.
خلاصه فصل
در آغاز این فصل ادبیات نظری موجود در زمینه پیشبینی و پیشبینی پذیری بازده سهام را در قالب بررسی مدلهای مختلف قیمت گذاری دارائی مرور کردیم. در این زمینه فرضیه بازار کارا، مدل قیمت گذاری دارائیهای سرمایهای و تعدادی از مدلهای توسعه یافته آن را و همچنین نظریه قیمت گذاری آربیتراژ را به صورت اجمالی معرفی کردیم. پس از مرور ادبیات نظری، با انتخاب تعدادی از مهمترین مطالعات تجربی صورت گرفته و تفکیک آنها به دو طبقه اصلی ( شامل ۱- مطالعات تجربی صورت گرفته روی بورسهای اوراق بهادار بازارهای خارجی و ۲- مطالعات تجربی انجام شده برای بورس اوراق بهادار تهران)، این مطالعات را به تفصیل بررسی کردیم.
با توجه به مرور مطالعات مختلفی که انجام گرفت، به نظر میرسد که مطالعات مختلفی پیشبینی پذیری بازده سهام بورسهای اوراق بهادار خارجی بویژه کشورهای توسعه یافته را تحلیل و بررسی کردهاند. در همین راستا مطالعات محدود و اندکی روی بررسی پیوند و ارتباط جریان اطلاعات و پیشبینی پذیری بازده سهام متمرکز بودهاند. نکته مهم آنست که اگر چه تمامی مطالعات داخلی انجام یافته، روی پیشبینی بازده سهام بورس اوراق بهادار تهران و تعیین متغیرهای مؤثر بر بازده سهام تمرکز داشتهاند اما هیچ کدام از مطالعات به بررسی نقش جریان اطلاعات و پیوند میان مدلهای مختلف قیمت گذاری بر اساس جریان اطلاعات موجود در بازار، نپرداختهاند. از این رو، بررسی ارتباط مذکور و تحلیل پیوند مدلهای مختلف قیمت گذاری بر اساس سطح جریان اطلاعات بورس اوراق بهادار تهران، لازم و ضروری به نظر میرسد.
فصل سوم:
مدل تجربی، داده ها و روش شناسی پژوهش
مقدمه
اهمیت قیمت گذاری دارائیهای مالی باعث پیدایش نظریات و مدلهای گوناگون در نیم قرن اخیر شده است. مدلهای قیمت گذاری مارکویتز^[۱۷۰] (۱۹۵۹)، شارپ (۱۹۶۳)، لینتر^[۱۷۱] (۱۹۶۵)، موسین^[۱۷۲] (۱۹۶۶)، راس^[۱۷۳] (۱۹۷۶) و بلک- شولز^[۱۷۴] (۱۹۷۳) از مهمترین مدلهای قیمت گذاری هستند. طراحی مدلهای پیشرفته و به کارگیری فن آوری اطلاعات، باعث تخمینهای متعدد از ریسک و بازده دارائیهای مالی شده است.
امروزه قابلیت پیشبینی بازده سهام به عنوان یک فرضیه مورد پذیرش قرار گرفته است. بخشی از متغیرهای تأثیر گذار بر بازده سهام شرکتها در بازار سهام ناشی از شرایط و تغییرات شرایط بازار و به تبع آن جریان اطلاعات ناشی از آن است. میزان تأثیر این اطلاعات بسیار پیچیده و تا حدی ناشناخته است. در این فصل، با بهرهگیری از نظریات مختلف قیمت گذاری دارائی و بررسی مطالعات تجربی صورت گرفته روی پیشبینی پذیری بازده، و با توجه به شرایط ویژه اقتصاد نفتی ایران، مدلی تجربی را جهت بررسی پیشبینی پذیری بازده سهام و نقش جریان اطلاعات در پیشبینی بازده سهام بورس اوراق بهادار تهران، تصریح و معرفی خواهیم کرد.
تصریح مدل تجربی
مدل اقتصادی و عاملهای قیمت گذاری
مطالعات قیمت گذاری دارائی اغلب مدل چندعاملی شرطی را برای کل بازار به صورت زیر بررسی میکنند:

که در آن  معرف قیمت ریسک بازار^[۱۷۵]،  و  به ترتیب نمایانگر بازده اضافی انتظاری و واریانس سبد دارائی بازار هستند.  معرف تعداد فاکتورهای ریسک اضافی وارده در مدل است. جملات  و  به ترتیب نشان دهنده کواریانس شرطی بین فاکتور ریسک kام و بازده بازار و پاداش ریسک^[۱۷۶] فاکتور kام است. در رابطه ‏(۳-۱) تمامی مقادیر انتظاری مشروط به مجموعه اطلاعات کامل  موجود در زمان  ماست به خاطر وجود دو ترم «معاوضه شرطی ریسک-بازده^[۱۷۷]»  و جزء ریسک کواریانس^[۱۷۸]  بازده اضافی انتظاری روی سبد دارائی بازار می تواند نسبت به زمان، متغیر و پیشبینی پذیر باشد. به عبارت دیگر، بازده اضافی انتظاری به علت جبران مورد نیاز برای مواجه با عوامل ریسک شرطی میتواند پیشبینی پذیر باشد.
در مدل CAPM بین دوره ای مرتون (۱۹۷۳)، تعداد K متغیر اضافی، متغیرهای حالتی هستند که فرصتهای سرمایه گذاری متغیر با زمان^[۱۷۹] را در اقتصاد توصیف میکند. اگر مجموعه فرصتهای سرمایه گذاری ایستا باشد یا سرمایهگذاران دارای تابع مطلوبیت لگاریتمی باشند در اینصورت جزء ریسک کواریانس را میتوان نادیده گرفت و از آن صرفنظر کرد. در آنصورت رابطه ‏(۳-۱) به یک مدل تک عاملی تقلیل مییابد. با این وجود، مطالعاتی نظیر کینونن (۲۰۱۲ ) عنوان میکنند که رابطه ‏(۳-۱) با نظریه ICAPM در ارتباط نیست. این مطالعات اظهار میکنند که پویایی اقتصادی، مشخصه رایج تمامی اقتصادهای نوظهور است. این مسئله دلالت بر آن دارد که همچنانکه توسط مطالعه گوریاو و زابوتکین^[۱۸۰] (۲۰۰۶) تاکید شده است احتمالاً مدلهای چندعاملی توصیف واقع گرایانهتری از بازده انتظاری در بازارهای نوظهور ارائه میدهد.
کوکران^[۱۸۱] (۲۰۰۵) عنوان میکند که مدلهای عاملی حالت خاصی از مدل عمومی مصرف-محور^[۱۸۲] هستند. از آنجا که کشور ایران یک تولید کننده عمده نفت به شمار میرود بنابراین وضعیت اقتصادی کشور به شدت به عرضه و تقاضای جهانی نفت خام وابسته است. بنابراین از این نظر، تغییر در قیمت نفت خام میتواند به عنوان جایگزینی برای رشد مطلوبیت نهایی^[۱۸۳] قلمداد شود. باشر و سادورسکی (۲۰۰۶)، دریافتند که ریسک قیمت نفت روی بازده سهام اقتصادهای نوظهور موثر است. همچنین الدر و سرلتیس (۲۰۱۰) گزارش دادهاند که نااطمینانی در مورد قیمت نفت تأثیر منفی روی ستاده واقعی کشور آمریکا میگذارد. در همین راستا مطالعات متعددی همانند مهر آرا و همکاران (۱۳۸۸) و راعی و چاوشی (۱۳۸۲)، نشان دادهاند که نوسانات قیمت نفت میتواند روی قیمت سهام بورس اوراق بهادار تهران مؤثر باشد. بنابراین با توجه به تأکید مطالعات مرور شده روی اهمیت اثر گذاری قیمت نفت روی بازار سهام، در این مطالعه قیمت نفت را به عنوان یکی از فاکتورهای کلان بالقوه ریسک در اقتصاد ایران، لحاظ خواهیم کرد.
پوکتوناتونگ و رول^[۱۸۴] (۲۰۰۹)، دریافتند که در طول دهه های گذشته درجه یکپارچگی بازار در بسیاری از کشورها افزایش یافته است. از طرف دیگر چامبت و گیبسون (۲۰۰۸) و بکائرت و همکاران (۲۰۱۱)، گزارش میدهند که علیرغم افزایش یکپارچگی در بسیاری از بازارها، اما هنوز هم بازارهای نوظهور حداقل به صورت جزئی مجزا و قطعه قطعه محسوب میشوند. از این رو بدرستی معلوم نیست که آیا ریسک بازار محلی بایستی تحت عنوان ریسک تنوع ناپذیر یا تنوع پذیر^[۱۸۵] بررسی شود. همچنانکه این موضوع در مطالعات هاروی (۱۹۹۱) و دسانتیس و جرارد (۱۹۹۷) که بازارهای توسعه یافته را تحلیل و بررسی کردهاند مورد تاکید قرار گرفته است.
در سطح بین المللی دلایلی برای عدم تنوع پذیری وجود دارد که شامل محدودیتهای دسترسی، مالیاتها و هزینه های معاملاتی^[۱۸۶] است. در بین مطالعات معتبر مطالعه کاریری و همکاران (۲۰۰۷)، گزارش میدهد که ریسک بازار محلی و ریسک بازار جهانی هر دو جزو فاکتورهای قیمت گذاری مرتبط و تأثیرگذار در بازارهای مختلف نوظهور بشمار میروند. بنابراین در فرایند مدل سازی، دو عامل ریسک بازار سهام محلی و ریسک بازار سهام جهانی را به عنوان فاکتورهای قیمت گذاری بالقوه وارد خواهیم کرد.
مطالعات مرتبط با نظریات قیمت گذاری بین المللی دارائی همانند آدلر و دوماس^[۱۸۷] (۱۹۸۳)، نشان داده اند که تحت شرایطی معین، ریسک نرخ ارز دارای قیمت مخصوص به خود است. دسانتیس و جرارد (۱۹۹۸) و دسانتیس و همکاران (۲۰۰۳) شواهدی مبنی بر حمایت از قیمت گذاری ریسک نقدینگی در بازارهای توسعه یافته، ارائه کردهاند. در همین راستا، در اقتصاد داخلی ایران نیز مطالعاتی نظیر مهرآرا و همکاران (۱۳۸۸) و پیرائی و شهسوار (۱۳۸۸) اثرگذاری نرخ ارز را روی بازده بورس اوراق بهادار تهران تأیید کردهاند. از این رو، متغیر نرخ ارز نیز به عنوان یکی دیگر از عوامل قیمت گذاری بالقوه در مدل سازی وارد خواهد شد.
مدل اقتصادی و همبستگی سریالی
مطالعات تجربی مختلف از قبیل کاریری و همکاران (۲۰۰۷) و چامبت و گیبسون (۲۰۰۸) گونه های مختلفی از رابطه ‏(۳-۱) را برای شاخص کل بازارهای نوظهور با بکارگیری ریسک بازار محلی و بازار جهانی به عنوان فاکتورهای قیمت گذاری، برآورد کردهاند. در کنار سایر دستاوردهای سودمند این مطالعات یکی از دستاوردهای کلیدی آنها اینست که در بازارهای نوظهور به وجود فرصتهای مفید متنوع سازی برای سرمایهگذاران بین المللی پی بردند. اگر این مسئله که ریسک بازار محلی فاکتور با اهمیتی در موضوع قیمت گذاری است تأیید شود در این صورت بازار مورد نظر به طور کامل یا به صورت جزئی مجزا و جدا از بازار جهانی قلمداد میشود. این چنین بازاری فرصتهای متنوع سازی^[۱۸۸] مطلوبی را به سرمایهگذاران بین المللی ارائه میکند چرا که در این بازارهای مجزا و مستقل (غیر یکپارچه) از بازار جهانی عوامل مختلف و متفاوتی با عوامل موجود در بازار جهانی، روی بازده بازار محلی تاثیر گذارند.
از سوی دیگر، دست اندرکاران بازار مالی به خاطر عملکرد مطلوب و مناسب^[۱۸۹] بازارهای نوظهور، سرمایهگذاری در این بازارها را پیشنهاد میدهند. با این وجود، نتایج و پیشنهادات مذکور در رابطه با بازار های نوظهور سهام (شامل فرصتهای مطلوب متنوع سازی و عملکرد مناسب این بازارها) در صورتی که فرایند صحیح تولید بازده بازار دارای یک جمله خود همبسته مرتبه اول^[۱۹۰] باشد صحیح نبوده و موضوعیت ندارند، به عبارت دیگر در صورتی که فرایند تولید بازده بصورت زیر باشد:

در این صورت، اگر ضریب جمله خود همبسته مرتبه اول (  ) صفر فرض شود، ممکن است منجر به تورشدار بودن برآوردهای عرض از مبدا و ضرایب پاداش ریسک شود. علیرغم چشم پوشی از مشکلات بالقوه برآورد مدلها و این واقعیت که دلایل متعددی جهت وجود خود همبستگی در بازده سهام بازارهای مختلف (به ویژه در بازارهای نوظهور) وجود دارد اما اغلب مطالعات صورت گرفته روی تحلیل بازارهای نوظهور قدرت توضیحی بالقوه متغیر با وقفه بازده را در تحلیل نادیده میگیرند. آنچه این مسئله را تعجب آورتر میسازد وجود شواهد تجربی بسیاری است که روی وجود خود همبستگی در بازده بازار سهام تاکید دارند. به عنوان نمونه هاروی (۱۹۹۵b) عنوان میکند که همبستگی سریالی مشاهده شده در بازده بازارهای نوظهور به طور قابل توجهی بزرگتر از مقدار مورد مشاهده در کشورهای توسعه یافته است. دسانتیس و ایمروهروغلو (۱۹۹۷)، بر موضوعیت و ارتباط مبادله ریسک- بازده و خود همبستگی برای بازارهای نوظهور منتخب تاکید دارند. پژوهشگران این مطالعه بعد از برآورد اشکال مختلفی از رابطه ‏(۳-۲) در غیاب جزء ریسک کواریانس شواهد مبنی بر تأیید مبادله ریسک- بازده را ضعیف، اما در عین حال، وجود خود همبستگی مرتبه اول معنیداری را در بازده بازار سهام بازارهای نوظهور گزارش دادهاند.
در رابطه ‏(۳-۲) هر دو بخش رابطه، یعنی بخش چندعاملی شرطی و بخش خود توضیحی مرتبه اولدارای وزن یکسانی هستند. در صورتیکه دلایل متعددی بر این مطلب تأکید دارند که وزن این دو بخش طی زمان متغیر و متفاوت است. علاوه بر این فرض مجموعه اطلاعات کامل میتواند با زیر مجموعهای از اطلاعات در دسترس اقتصاددانان (  ) جایگزین شود. به پیروی از مطالعه کینیونن (۲۰۱۲) میتوان مدل ‏(۳-۲) را براساس دیدگاه اقتصادسنجیدانان به صورت مدل تجربی زیر بازنویسی کرد:

که در آن  نشان دهنده وزن متغیر با زمان بخش چندعاملی شرطی مدل است. اگر انتظار متخصصین اقتصادسنجی بر آن باشد که بازده انتظاری بازار منحصراً توسط جزء ریسک محور مدل قابل توضیح است در این صورت رابطه ‏(۳-۳) به رابطه ‏(۳-۱) تقلیل مییابد. مدل رابطه ‏(۳-۳) اجازه تغییر پذیری زمانی وزن جمله ریسک – بازده و جزء خود توضیحی مرتبه اول را میدهد. به عبارت دیگر بر اساس این مدل، منابع پیشبینی پذیری بازده میتوانند در طی زمان متغیر و متفاوت باشند. علاوه بر آن، مدل اجازه همپوشانی اطلاعاتی^[۱۹۱] را در مورد منابع پیشبینی پذیری وارده در مدل نمیدهد.
توضیحات نظری جهت متغیر بودن و درجه تغییر پذیری خود همبستگی در مطالعاتی از قبیل سنتانا و وازوانی (۱۹۹۲) که مدل معاملاتی-بازخورد^[۱۹۲] را آزمون کردهاند، موجود است. در حضور معامله گران بازخورد، خود همبستگی میتواند بسته به واریانس انتظاری متفاوت باشد. از طرف دیگر کمبل و همکاران (۱۹۹۳) مدلی را با حضور بازارسازان و معامله گران بی اطلاع^[۱۹۳] ارائه کردهاند. در مدل آنها میزان بالای دور از انتظار حجم معاملاتی، سیگنالی از فشار فروش از طرف معامله گران بی اطلاع است و در این ارتباط، خود همبستگی میتواند بسته به حجم معاملاتی، متغیر و متفاوت باشد.
توضیح و در واقع دلیل سوم برای وجود خود همبستگی پویا در فرضیه بازار تطبیقی^[۱۹۴] (AMH) مطالعه لو (۲۰۰۴) ارائه شده است. فرضیه بازار تطبیقی بر اساس اصولی تکاملی و مفهوم عقلانیت محدود^[۱۹۵] فرض میکند که بازیگران بازار به طور مداوم خود را با کسب خشنودی بجای دنبال کردن رفتار بهینه با تغییرات محیط سرمایهگذاری سازگار کرده و وفق میدهند. از این رو AMH، دلالت بر این دارد که به علت تغییر شرایط بازار، بازده بازار دارای خاصیت و پیشبینی پذیری متغیر با زمان است. در بازارهای نوظهور تغییر سریع شرایط بازار به گونهای است که به نظر میرسد بازیگران بازار مجبورند حداقل به طور مقطعی در فرایند تصمیمگیریشان روی شیوه های ابتکاری و ذهنی^[۱۹۶] تکیه کنند. بر اساس AMH، این مورد دلالت بر این دارد که درجه خود همبستگی میتواند بسته به تغیر شرایط بازار گوناگون و متفاوت باشد.
رابطه ‏(۳-۳) میتواند تحت عنوان یک تلاش تجربی جهت ترکیب نظریات قیمت گذاری دارائی و فرضیه بازار تطبیقی بشمار آید. در این مورد  ، به تغییر شرایط بازار واکنش نشان میدهد. به طور مشخص، تغییر در نوسان و حجم هر دو تغییرات شرایط بازار را منعکس میسازند از آنجا که توضیحات بسیاری در ادبیات پژوهشی بر این مورد دلالت دارند که حجم و نوسان بازار ممکن است القاء کننده خود همبستگی باشند بنابراین به پیروی از مطالعه کینونن (۲۰۱۲) از نوسان بازده بازار به عنوان معیاری جهت سطح جریان اطلاعات استفاده خواهیم کرد. همچنین مطالعات سنتانا و وازوانی (۱۹۹۲) و کمبل و همکاران (۱۹۹۳) و فرضیه بازار تطبیقی همگی بر این مسئله تأکید دارند که هر دو مورد تغییر حجم معاملات و تغییر نوسان بازده، حاوی اطلاعات قیمت گذاری مفیدی هستند.
مدل تجربی
مدل رابطه ‏(۳-۳) تحت عنوان یک مدل تجربی قابل آزمون به صورت زیر قابل بازنویسی است:

۹-۴-۲- کمبود خاک مرغوب، بیابان­زایی و جنگل­زایی
طبق نظرکارشناسان اکولوژی طبیعی ایران، میزان تخریب سطح جنگل­ها و مراتع کشور را به میزان ۳۶۰ متر مربع در ثانیه براورد می­ کنند. مقدار فرسایش آبی سالانه بیشتر از ۲ میلیارد تن و میانگین آن ۳۳ تن خاک در هکتار است. سالانه یک میلیون هکتار به وسعت بیابان­های ایران افزوده می­ شود. میزان رسوبات ورودی به سه سد مهم کشور( کارون، دز و سفید رود) بیش از ۵۰ میلیون متر مکعب در سال است. این در کشوری اتفاق می­افتد که ۵۲ درصد آن کمتر از ۲۰۰ میلی متر در سال بارندگی دارد و ۷۰ درصد وسعت آن فاقد رودخانه دائمی است. این در حالی است که در کشوری مانند آمریکا سالانه ۱۷ تن در هکتار فرسایش خاک وجود دارد( مخدوم،۱۳۸۷). سرعت رشد و شتاب گسترش فرسایش خاک در ایران ۶ برابر استاندارد جهانی است که سالانه معادل یک میلیون هکتار تخریب زمین­های کشاورزی است. پژوهش­ها نشان داده­اند بیشتر خاک­های کشور از نظر مواد نیتروژنی فقیر و دچار کمبود فسفر هستند. نتیجه اولیه فرسایش خاک در قالب افزایش رسوب­گذاری در مخازن سدهای مناطق سیل­خیز است، به طوری که سالانه یک درصد از حجم مخازن رسوب­گذاری در مخازن سدهای کشورهای به دلیل فرسایش خاک کاسته می­ شود( کاویانی­ راد،۱۳۸۹).
۵-۲- بخش پنجم
۱-۵-۲- آمادگی و مقابله با پدیده گرد و غبار و کاهش خسارات
- روش­ها و سیستم­های پیش بینی، هشدار و پایش پدیده گرد و غبار در داخل و خارج از مرزها؛
- حفاظت خاک وتثبیت شن­های روان: راهکارهای کوتاه مدت، میان مدت و بلندمدت؛
- بیابان زدایی، تقویت پوشش گیاهی و ایجاد کمربند سبز؛
- هماهنگ سازی و سازگاری طرح­های عمرانی و توسعه منابع آب با شرایط زیست­محیطی و اکوسیستم مناطق،
- حفاظت و احیای منابع آبی مؤثر در کنترل و کاهش گرد و غبار بویژه تالاب­ها و دریاچه­های واقع در مناطق تحت نفوذ گرد و غبار؛
- آماده ­سازی بخش پزشکی و سلامت­(توسعه و تجهیز مراکز پزشکی، تحقیق و شناسایی عوارض و بیماری­های ناشی از گرد و غبار،…)؛
- ارائه آموزش­های فراگیر به منظور ارتقای آگاهی عموم( در شهرها و روستاها) در جهت حفظ سلامتی وکاهش آسیب­ها و بیماری­های ناشی از گرد و غبار؛
- آماده سازی زیرساخت­های مورد نیاز در مناطق شهری و روستایی به منظور مقابله و کاهش خسارات گرد و غبار.
۲-۵-۲- ابعاد حقوقی و بین المللی گرد و غبار
- همکاری چند جانبه کشورهای منطقه و نهادهای بین المللی(تفاهم نامه­ های بین المللی)؛
- جنبه­ های حقوقی جبران خسارات ناشی از گرد و غبار؛
- جنبه­ های قانونی پیشگیری، حفاظت و تحدید عوامل ایجاد یا تشدید گرد و غبار و کاهش خسارات حاصل از این پدیده؛
- حمایت­های بین المللی از آسیب دیدگان حقیقی و حقوقی پدیده گرد و غبار( امیر حداد پور، ۱۳۹۰).
۳-۵-۲- آیین نامه آمادگی و مقابله با آثار زیان بار پدیده گرد و غبار در کشور
۱-۳-۵-۲- فصل اول ـ کلیات
ماده١ـ به منظور ایجاد آمادگی ملی، مدیریت و مقابله با آثار زیانبار پدیده گرد و غبار در کشور و ایجاد زمینه همکاری­های منطقه­ای، کارگروهی با مسئولیت معاون اول رییس­جمهور و عضویت رؤسای سازمان­های حفاظت محیط­زیست، مدیریت بحران کشور، هواشناسی کشور و جنگل­ها، مراتع و آبخیزداری کشور و معاونین وزارتخانه­های نیرو، نفت، بهداشت، درمان و آموزش پزشکی(معاون سلامت)، کشور(معاون امور عمرانی)، امور خارجه(معاون امور بین­الملل) و معاونت برنامه­ ریزی و نظارت راهبردی رییس­جمهور تشکیل می­ شود و در اولین جلسه، آئین­نامه داخلی خود را تصویب می­نماید.
ماده٢ـ تصمیم ­گیری در خصوص امور اجرایی موضوع­های یاد شده به کلیه اعضای کارگروه به عنوان نمایندگان ویژه رئیس­جمهور و اختیارات هیئت وزیران در قوانین و مقررات مربوط، به وزیران دستگاه­های عضو کارگروه تفویض می­ شود. همچنین اختیار اصلاح این تصویب­نامه به وزیران عضو کار گروه تفویض می­ شود.
ماده٣ـ تصمیمات و مصوبات اکثریت اعضا یا وزیران عضو کارگروه(حسب مورد) در حکم تصمیمات رئیس جمهور و هیئت وزیران می­باشد و با رعایت ماده(١٩) آیین نامه داخلی دولت قابل ابلاغ است.
۲-۳-۵-۲- فصل دوم ـ برنامه­ ها
۱-۲ -۳-۵-۲- برنامه ­های کوتاه مدت^[۵۸]
ماده۴ـ در راستای تعیین کم و کیف پدیده گرد و غبار در استان­های جنوب و غرب کشور و شناسایی کانون­های شکل گیری اولیه آنها و به منظور پیش بینی و اطلاع رسانی وقوع این پدیده، سازمان­های حفاظت محیط­زیست و هواشناسی کشور مکلفند با همکاری سازمان جنگل­ها، مراتع و آبخیزداری کشور ظرف سه ماه طرح توسعه و تجهیز ایستگاه­های پایش وضعیت جوی، سیسمتم­های پیش آگاهی و کنترل هوای منطقه را به صورت مشترک تهیه و برای تصویب به کارگروه ارائه نمایند.

ماده۵ ـ وزارت جهاد کشاورزی موظف است با هماهنگی سازمان هواشناسی کشور و استانداری­های مربوط مطابق زمانبندی­هایی که کار گروه تعیین می­نماید، نسبت به مالچ­پاشی و سایر اقدامات مناسب در مناطق با پتانسیل فرسایش بادی بالا بر اساس نتایج طرح شناسایی کانون­های بحرانی بیابان­زا اقدام نماید.
تبصره ـ وزارت نفت مکلف است ضمن تأمین و تحویل رایگان مالچ مورد نیاز اجرای این ماده، برنامه­ ریزی لازم­ برای تولید و نگهداری این ماده در پالایشگاه منطقه را به­عمل آورد. اعتبار مورد نیاز از محل اعتبارات مصوب مربوط با پیشنهاد معاونت برنامه­ ریزی و نظارت راهبردی رییس­جمهور تأمین خواهد شد.
ماده۶ ـ استانداری­های مناطق تحت تأثیر به ویژه منطقه جنوب و غرب کشور موظفند در راستای اطلاع­رسانی و آموزش همگانی برای کسب آمادگی مواجهه با پدیده گرد و غبار، برنامه ­های آموزشی لازم را با همکاری ادارات هواشناسی، آموزش و پرورش، حفاظت محیط­زیست، سازمان آب منطقه­ای، دانشگاه­ های علوم پزشکی و خدمات بهداشتی درمانی تهیه و با همکاری مؤثر صدا و سیمای استان مربوط اجراء نمایند.
ماده٧ـ سازمان جنگل­ها، و مراتع و آبخیزداری کشور جهت احداث فضای سبز مشجر در کانون­های بحران، طرح لازم را تهیه و با همکاری سازمان بسیج سازندگی نیروی مقاومت بسیج با توجه به مواد(١) و (٢) قانون اصلاح اختیارات سازمان بسیج سازندگی نیروی مقاومت بسیج از محل اعتبارات مصوب مربوط و نیز اعتباراتی که از محل ماده (١٠) قانون تنظیم بخشی از مقررات مالی دولت با پیشنهاد وزارت کشور تصویب می­ شود اجرا نماید.
ماده٨ ـ کارگروه وزیران موضوع ماده (٢) با پیشنهاد وزارت کشور(سازمان مدیریت بحران کشور) اعتبار مورد نیاز برای مقابله با پدیده گرد و غبار را از محل اعتبارات ماده(١٠) قانون تنظیم بخشی از مقررات مالی دولت در اختیار وزارت بهداشت، درمان و آموزش پزشکی(دانشگاه­ های علوم پزشکی و خدمات بهداشتی ـ درمانی استان­های جنوب و غرب کشور شامل استان­های بوشهر، خوزستان، هرمزگان، ایلام و کرمانشاه) قرار خواهد داد تا مراکز درمانی مربوط حداکثر تا پایان سال ١٣٨٨ درموارد زیر هزینه نموده و گزارش عملکرد خود را از طریق وزارت بهداشت، درمان و آموزش پزشکی هر سه ماه یکبار به کارگروه­ ارائه نمایند.
الف ـ توسعه و تجهیز مراکز بهداشتی درمانی تحت پوشش به وسایل مراقبت­های پزشکی لازم جهت پیشگیری و درمان افراد آسیب دیده در مناطق تحت تأثیر پدیده گرد و غبار؛
ب ـ توسعه و تجهیز مراکز اورژانس در مناطق بحرانی گرد و غبار؛
ماده٩ـ وزارت نیرو موظف است حقابه تالاب­های جنوب و غرب کشور که توسط کار گروه مشترک سازمان حفاظت محیط­زیست و وزارت یادشده تعیین شده است را حفظ و همکاری لازم جهت حفاظت و احیای تالاب­های یاد شده را به عمل آورد و نتایج آن را به­ طور منظم به کار گروه ارائه نماید.
۲-۲ -۳-۵-۲- برنامه ­های میان­مدت^[۵۹]
ماده١٠ـ شهرداری­ های شهرهای واقع در استان­های جنوب و غرب کشور، موظفند برای اجرای طرح کمربند فضای سبز شهرهای مربوط ضمن رعایت ضوابط طرح جامع، نظر سازمان حفاظت محیطزیست و سازمان جنگل­ها، مراتع و آبخیزداری کشور را از جهت اولویت مکانی و نوع کاشت رعایت نمایند.
تبصره ـ حق استفاده از اراضی ملی و دولتی و منابع طبیعی واقع در کمربند سبز مزبور(به استثنای مناطق (۴)گانه موضوع ماده (٣) قانون حفاظت و بهسازی محیط­زیست و اراضی موضوع ماده (٢) آیین­ نامه اجرایی لایحه قانونی اصلاح لایحه قانونی واگذاری و احیاء اراضی در حکومت جمهوری اسلامی ایران ـ مصوب ١٣۵٩ ـ شورای انقلاب) با توجه به تبصره (۵) ماده (۶٩) قانون تنظیم بخشی از مقررات مالی دولت به شهرداری­ های مجری کمربند سبز موضوع این ماده بر اساس نقش­های که به تأیید کمیسیون مستندسازی و تعیین بهره­بردار اموال غیرمنقول دستگاه­های اجرایی می­رسد، واگذار می­ شود.
ماده١١ـ وزارت نیرو موظف است به منظور کاهش صدمات وارده بر تاسیسات تصفیه آب شرب شهری ناشی از پدیده گرد و غبار در منطقه، کمربند سبز با اشکوب بندی مناسب با اهداف بادشکن را پیرامون تاأسیسات مربوط احداث نماید.
ماده١٢ـ سازمان جنگل­ها، مراتع و آبخیزداری کشور موظف است در راستای برنامه اقدام ملی مقابله با بیابان­زایی و کاهش اثرات خشکسالی در کشور با همکاری وزارت دفاع و پشتیبانی نیروهای مسلح و سازمان هواشناسی کشور و سازمان بسیج سازندگی نیروی مقاومت بسیج ظرف پنج سال، سالانه نسبت به احداث حداقل (۶٠٠) کیلومتر مربع نهال­کاری به صورت اشکوب­بندی شده و با بهره گرفتن از گونه­ های بومی سازگار به کم آبی را با اولویت مناطق آسیب­پذیر از نظر زیست محیطی به شرح زیر در جنوب و غرب کشور به مورد اجرا گذارد:
١ـ کمربند فضای سبز کلیه فرودگاه­های منطقه با رعایت حریم فرودگاه­ها؛
٢ـ حریم ایمنی (١۵٠) متری راه­آهن و جاده­های بین شهری؛
٣ـ حوضه­های آبخیز سدهای مورد بهره ­برداری؛
۴ـ کمربند سبز در نوار مرزی جنوب غربی،
۵ ـ کانون­های بحرانی فرسایش بادی.
بصره ـ استان­داران موظفند پروژه­ های استانی موضوع این ماده را به عنوان پروژه­ های اولویت­دار در کمیته برنامه­ ریزی استان جهت تصمیم ­گیری برای تأمین اعتبار از محل اعتبارات طرح­های استانی مطرح نمایند. تأمین اعتبار برای پروژه­ های ملی با رعایت قوانین مربوط و به ترتیب مقرر در ماده (١٧) این آیین­ نامه در لوایح بودجه سالانه برای سیر مراحل تصویب منظور خواهد شد.
ماده١٣ـ معاونت برنامه­ ریزی و نظارت راهبردی رئیس­جمهور موظف است یک ردیف بودجه­ای مستقل را در لوایح بودجه کل کشور به منظور مطالعات مرتبط با گرد و غبار در کشور و منطقه توسط پژوهشکده اقلیم­شناسی با هماهنگی سازمان حفاظت محیط­زیست پیشنهاد نماید.
۳-۲ -۳-۵-۲- برنامه ­های بلندمدت
ماده١۴ـ وزارت جهاد کشاورزی مکلف است به منظور حفاظت از منابع خاک در معرض فرسایش بادی، طرح جامع مدیریت و احیاء مراتع استان­های جنوب و غرب کشور را ظرف یک سال تهیه و جهت اجرا و تامین بودجه لازم در برنامه پنجم توسعه به دولت ارائه نماید.
ماده١۵ـ وزارت جهاد کشاورزی مکلف است طرح جامع مقابله با شن­های روان و فرسایش بادی در پهنه جنوب و غرب کشور را با همکاری سازمان حفاظت محیطزیست و با اولویت روش­های بیولوژیکی تهیه و در طول برنامه پنجم توسعه اجرا نماید.
ماده١۶ـ وزارت راه و ترابری مکلف است برنامه توسعه و تجهیز فرودگاه­های جنوب و جنوب غرب کشور به تجهیزات و تأسیسات ناوبری و هواشناسی پیشرفته را جهت هدایت هر چه بهتر پروازهای مربوط در شرایط وقوع بحران گرد و غبار تهیه و اجرا نماید.
ماده١٧ـ معاونت برنامه­ ریزی و نظارت راهبردی رئیس­جمهور مکلف است براساس گزارش­های توجیه فنی، اقتصادی و زیست­محیطی دستگاه­های اجرایی، اعتبارات لازم برای تحقق برنامه ­های موضوع این آیین­ نامه را در لایحه بودجه سنواتی دستگاه­های ذیربط پیش ­بینی نماید.

شکل ۴-۱: دندروگرام حاصل از آنالیز خوشه‌ای بر اساس روش UPGMA با ماتریس تشابهCorr 66
شکل ۴-۲: مقایسه زنبورهای عسل مورد بررسی با بهره گرفتن از روش تجزیه به مولفه‌های اصلی ۶۷
شکل ۴-۳: تصاویر ژل آگارز ۵/۱ درصد آغازگر ۱ با بهره گرفتن از مارکر bp 50 69
شکل ۴-۴: تصاویر ژل آگارز ۵/۱ درصد آغازگر ۲ با بهره گرفتن از مارکر bp 50 70
شکل ۴-۵: تصاویر ژل آگارز ۵/۱ درصد آغازگر ۳ با بهره گرفتن از مارکر bp 50 70
شکل ۴-۶: تصاویر ژل آگارز ۵/۱ درصد آغازگر ۴ با بهره گرفتن از مارکر bp 50 71
شکل ۴-۷: تصاویر ژل آگارز ۵/۱ درصد آغازگر ۵ با بهره گرفتن از مارکر bp 50 71
شکل ۴-۸: تعداد باندهای تولیدی در نژادهای زنبور عسل ۷۳
شکل ۴-۹: تعداد باندهای تولیدی آغازگرهای مورد استفاده ۷۳
شکل ۴-۱۰: دندروگرام حاصل از آنالیز خوشه ای بر اساس روش UPGMA با ماتریس تشابه Jaccard 75
شکل ۴-۱۱: پلات سه بعدی حاصل از تجزیه به مختصات اصلی به‌روش ماتریس تشابه Jaccard 75
شکل ۴-۱۲: تعداد کل جایگاه‌های ژنی و تعداد جایگاه‌های ژنی چندشکل ۷۷
شکل ۴-۱۳: دندروگرام اجماعی حاصل از داده‌های ژنتیکی و مرفولوژیکی ۷۸
فهرست معادلات
معادله ۳-۱: محتوای اطلاعات چندشکلی نشانگر ۵۲
معادله ۳-۲: میزان چندشکلی نشانگر ۵۲
معادله ۳-۳: ارزشمندی باندها ۵۳
معادله ۳-۴: قدرت حل هر آغازگر ۵۳
معادله ۳-۵: میانگین قدرت حل هر آغازگر ۵۳
معادله ۳-۶: نسبت چندگانه موثر ۵۳
معادله ۳-۷: شاخص نشانگری ۵۴
معادله ۳-۸: ضریب تشابه جاکارد ۵۵
چکیده
نشانگر مولکولی ISSR به منظور جداسازی نژادهای زنبور عسل Apis mellifera پنچ استان خوزستان، کردستان، مرکزی، اصفهان و فارس مورد استفاده قرار گرفت. استخراج DNA از زنبورهای کارگر با بهره گرفتن از روش بهینه نمکی صورت گرفت و پس از سنجش کمی و کیفی DNA استخراج شده و رقیق سازی آن، مقادیر حاصل از باندهای بدست آمده بر روی ژل آگارز ۵/۱ درصد نمره‌دهی و آنالیز صورت گرفت. نتایج نشان داد که باندهای آغازگرهای مورد مطالعه شده در محدوده‌‌ی ۱۵۰ جفت باز تا ۱۰۰۰ جفت باز قرار دارند و بیشترین تعداد باند مشاهده شده مربوط به آغازگر ۱ و کمترین آنها مربوط به آغازگر ۳ و ۴ بوده است. آنالیز خوشه‌ای نژاد‌های مورد مطالعه آنها را در دو گروه اصلی قرار داد. در گروه اول فارس و در گروه دیگر که به دو زیر گروه تقسیم شده یکی شامل اصفهان و دیگری شامل مرکزی، خوزستان و کردستان، دو استان کردستان و خوزستان دارای بیشترین شباهت بودند. به نظر می‌رسد نشانگر ISSR بتواند به خوبی نژاد‌های زنبور عسل با منشاء مختلف را از هم جدا سازد.
واژه‌های کلیدی: نشانگر مولکولی، زنبور عسل، بهینه نمکی، تنوع ژنتیکی
فصل اول
مقدمه
مقدمه
براساس آمار سازمان خواربار جهانی بیش از هفتاد میلیون کلنی زنبور عسل در جهان وجود دارد که محصولات تولیدی آنها در راستای تامین نیازهای غذایی، دارویی و بهداشتی مورد استفاده قرار می‌گیرد. بعلاوه زنبور عسل با گرده افشانی گیاهان زراعی و باغی نقش بسیار مهمی در افزایش محصولات کشاورزی و پایداری محیط زیست ایفا می‌کند. در بین حشرات گرده افشان زنبور عسل بدلیل حمایت بشر، جمعیت بیشتر کلنی و جابجایی کلنی‌ها برای تولید محصول بیشتر و دامنه فعالیت وسیع‌تر، خصوصیات بیولوژیکی، رفتاری و مرفولوزیک خاص بهترین نقش را ایفا می‌کند و از اهمیت بالاتری برخوردار است. منطقه‌ی انتشار طبیعی زنبور عسل در جهان محدوده‌ی وسیعی است که از شمال به جنوب کشور های اسکاندیناوی، از غرب به داکار، از جنوب به دماغه امیدنیک و از شرق به کوه‌های اورال، مشهد و عمان محدود می‌شود، البته این حشره توسط انسان به سایر نقاط جهان نیز منتقل شده است (طهماسبی و همکاران، ۱۳۷۸). از زمان آشنایی بشر با زنبور عسل تولیدات آن بویژه عسل همواره به عنوان یک ماده‌ی غذایی ایده‌آل مورد توجه بوده است. عسل در فرهنگ عامه به عنوان یکی از شفابخش‌ترین فراورده‌های غذایی مطرح است. بررسی‌ها نشان می‌دهد که محصولات کندو و از جمله عسل علاوه بر مغذی بودن‌، دارای اثرات درمانی نیز می‌باشد (توپچی و علمی، ۱۳۸۸). برای تولید بیشتر عسل نیاز به جمعیت‌های قوی می‌باشد و تولید جمعیت‌های قوی نیز در سایه‌ی مدیریت صحیح بر پایه‌ی دانش علمی ممکن می‌باشد. یکی از مسائلی که ممکن است باعث اثرات نامطلوب و در نتیجه تضعیف کلنی‌ها گردد، پدیده‌ی تلاقی‌های خویشاوندی می‌باشد که منجرب به افزایش هم‌خونی یا هموزیگوتی آلل‌های جنسی می‌گردد (Mayer, 1996).

تعیین وضعیت ژنتیکی موجودات زنده زیربنای اصلاح نژاد آنها در هر منطقه است برای تعیین این وضعیت و تفکیک توده‌های مختلف زنبور عسل در یک منطقه از روش های مرفولوژیکی، تنوع پروتئین‌ها و DNA نگاری استفاده می‌شود (طهماسبی و همکاران، ۱۳۷۶). برخی از تفاوت‌های موجود در ردیف DNAبین دو موجود ممکن است به صورت پروتئین‌هایی با اندازه‌های مختلف تجلی کنند که بروش‌های مختلف بیوشیمیایی قابل ثبت و رویت و مطالعه می‌گردند. این قبیل نشانگرها را نشانگرهای مولکولی در سطح پروتئین می‌نامند‌ که از آن جمله می‌توان به سیستم آیزوزایم/ آللوزیم اشاره کرد. اما دسته‌ی دیگر از تفاوت‌های موجود در سطح DNA هیچ تظاهری ندارند، نه صفت خاصی را کنترل می‌کنند و نه در ردیف اسیدهای آمینه پروتئین‌ها تاثیری برجای می‌گذارند. این دسته از تفاوت‌ها را می‌توان با روش‌های مختلف شناسایی، قابل دیدن و ردیابی کرد و به عنوان نشانگر مورد استفاده قرار داد. این نشانگرها که تقریباً تعدادشان نامحدود است فقط از راه تجزیه وتحلیل مستقیم DNA قابل ثبت هستند و بنابراین به آنها نشانگرهای مولکولی در سطح DNA گفته می‌شود. طی سالیان اخیر شناسایی و بررسی تنوع ژنتیک در بین گونه‌های حشرات بر اساس نشانگر‌های مولکولی و روش‌های مبتنی بر واکنش زنجیره‌ای پلیمراز PCR بسیار متداول گشته است. ولی در کشور ما بررسی تنوع مولکولی در زمینه حشره شناسی بسیار کم انجام گرفته است. امروزه میکروساتلیت‌ها نقش مهمی در تعیین تنوع ژنتیکی و روابط خویشاوندی جانوران و گیاهان و مخصوصاً حشرات ایفا می‌کنند. استفاده از نشانگر ISSR بیشتر جهت تنوع ژنتیکی گیاهان استفاده شده و در جهان حشرات هم اکنون استفاده از این نشانگر جهت بررسی تنوع ژنتیکی راسته بالپولکداران به ویژه دو خانواده Noctuidae و Bombycidae ، راسته دوبالان و بال غشائیان در کانون توجه مجامع علمی قرار گرفته است(Luque, et al., 2002; Hundsdoerfer, et al., 2005; Radjab, et al., 2012).
اهداف کلی در این تحقیق عبارتند از :
بهینه سازی کاربرد نشانگر ISSR در بررسی تنوع ژنتیکی زنبور عسل.
ارزیابی میزان خویشاوندی نژادهای زنبور عسل ایران نسبت به یکدیگر.
بررسی کارایی نشانگر ISSR در جداسازی و دسته بندی روابط خویشاوندی زنبور عسل ایران.
بررسی تفاوت و تشابه نتایج بدست آمده از مطالعه نشانگر ISSR و نتایج بدست آمده از خصوصیات مورفولوژیک زنبور عسل.
فصل دوم
بررسی و مرور منابع
۲-۱- تاریخچه زنبور عسل^[۱] و پرورش آن در جهان و ایران
قدیمی‌ترین زنبور عسل حفظ شده در کهربا در منطقه‌ای از میانمار برمه کشف شده است که عمر این فسیل به ۱۰۰ میلیون سال پیش در دوره‌ی ‌کرتاسه^[۲] باز می‌گردد که دوره‌ی زندگی دایناسورها بوده است، بنابراین قدمت زنبورها از قاره‌ی استرالیا نیز بیشتر است، البته این زنبورهای کشف شده دارای زندگی اجتماعی نبوده‌اند. نگهداری عسل توسط زنبورهای اجتماعی در دوره‌‌‌ی میوسن^[۳] در حدود ۲۰-۱۰ میلیون سال قبل گسترش یافته است (Campbell and Campbell, 2007)و کهن‌ترین نمونه زنبور عسل در موزه‌‌ی تاریخ طبیعی نیویورک مربوط به ۲۰ میلیون سال پیش است (سعادتمند، ۱۳۸۹).
نقاشی‌هایی بروی غاری در والنسیای اسپانیا کشف شده که در آنها برای رسیدن به لانه از نردبان و ظروفی برای نگه داشتن عسل به تصویر کشیده شده‌اند (شکل۲-۱).
شکل ۲-۱: نقاشی کشف شده از زنبورداری در والنسیای اسپانیا
اولین تصویر از پرورش زنبور عسل مربوط به ۲۴۰۰ سال قبل از میلاد بدست آمده است که در آن تصویر زنبورها دارای ۴ پا و ۲ بال هستند و اینک در موزه‌‌ی لوور پاریس نگهداری می‌شود. مصریان باستان عسل را در مراسم مذهبی، تغذیه حیوانات مقدس و در بسیاری از تشریفات دیگر و حتی حفظ اجساد، مورد استفاده قرار می‌دادند(Crane, 2004) . دست نوشته‌هایی از مصریان باستان مربوط به ۳۰۰۰ سال قبل وجود دارد که فعالیت‌های پرورش زنبور عسل در آن به ثبت رسیده است (Campbell and Campbell, 2007).
در کتاب‌های فارسی و هندی از جمله کتاب ابن‌سینا و کتاب مقدس هندو به نام ودا که ۳-۲ هزار سال قبل از میلاد مسیح به زبان سانسکریت نوشته شده است، از زنبور عسل با احترام یاد می‌شود. شینو به اعتقاد پیروان مکتب هندو، به عنوان حامی و محافظ پرقدرت خدای دو، از خدایان سه گانه هندوئیسم بوده که به شکل زنبور عسل آبی رنگ در یک گل نیلوفر آبی مجسم می‌شود. خدای عسل بومیان هند شرقی به نام کاما است، که کمانی در دست دارد و زه این کمان متشکل از زنبورهای بسیار و درهم تنیده است (سعادتمند، ۱۳۸۹). در نسخه‌های خطی اروپائیان عسل به عنوان غذا، دارو، نوشیدنی و اهداف مختلف نگهداری مواد و همچنین در مراسم‌های مذهبی توصیف شده است. در بسیاری از فرهنگ‌‌ها عسل خوردنی نیست، اما یک نوشیدنی الکلی با بهره گرفتن از تخمیر قند عسل می‌سازند و مصرف می‌‌کنند.
تا حدود سال ۱۵۰۰میلادی زنبورها طی فرایند جمع آوری عسل در مکان زندگی خود کشته می‌شدند، پس از آن زمان اروپائیان تکنیک‌‌های زنبورداری را گسترش دادند.
زنبورداری در ایران سابقه‌ای دیرینه داشته و یکی از حرفه‌های اصیل و قدیمی ایرانی‌ها است، دشنه مفرغی منقش به شکل زنبور عسل متعلق به ‌۸۰۰ سال قبل از میلاد که در لرستان بدست آمده است وهم اکنون در موزه‌ی شهر بروکسل نگهداری می‌شود، معرف قدمت آشنایی ایرانی‌ها با این حشره‌ی مفید است. با جستجوی کلمه عسل و احتمالاً زنبور عسل در اشعار به خصوص شعرهای قدیمی می‌توانیم از قدمت و آشنایی ایرانی‌ها با زنبور عسل پی‌برد (آقایی نراقی، ۱۳۸۸).
ابن مقیصه از پیامبر اکرم(ص) نقل می‌کند که عسل درمان هر بیماری است و قران درمان تمام بیماری‌های ذهن است، بنابراین من به شما توصیه هر دو درمان عسل و قران را دارم (Campbell and Campbell, 2007).
۲-۲- ارزش اقتصادی زنبور عسل
آلبرت چی کاکس می‌نویسد: که هیچ جاندار دیگری به اندازه‌ی زنبور عسل به طرق مختلف به انسان خدمت نمی‌کند. زنبور عسل نقش بسیار مهمی در گرده افشانی بیش از ۹۰ گیاه (Al-Otaibi, 2008) در نتیجه بقا، گونه و همچنین افزایش کمی و کیفی محصولات آنها دارد، علاوه بر این زنبور عسل خود دارای تولیدات متنوعی مانند عسل، موم، بره موم، ژله، رویال و زهره نیز می‌باشد. تولید عسل مهمترین صفت اقتصادی زنبور عسل می‌باشد (مستاجران، ۱۳۷۹). امروزه نقش عظیم زنبور عسل در گرده افشانی گیاهان زراعی و باغی و احیای مراتع و بهبود محیط زیست به حدی شناخته شده و آشکار می‌باشد که تولیدات آن یعنی عسل و غیره را تحت شعاع قرار می‌‌دهد. اساساً نباتات از نظر گرده افشانی وابسته به حشرات هستند که در رأس آنها زنبور عسل قرار دارد، به عبارت دیگر گرده افشانی ۴۷ درصد از محصولات کشاورزی وابسته به زنبور عسل است، به همین دلیل ارزش اقتصادی زنبور عسل در دنیا ۱۰۰-۲۵ برابر ارزش عسل تولید شده در سال محاسبه می‌شود. به گفته‌ی Mc. Gregor پژوهشگر امریکایی در سال ۱۹۷۳، زارعین امریکا بیش از ۴۰ میلیارد دلار سود از افزایش محصولات زراعی در رابطه با گرده افشانی نباتات دگرگشن^[۴] داشته‌اند که نقش مهمی از این آزمایش به عهده‌ی زنبور عسل است. زنبور عسل جز گرده افشان‌های اصلی گیاهان روغنی خصوصاً آفتابگردان می‌باشد، نتیجه‌ی یک طر ح تحقیقاتی در همین رابطه در کشور امریکا که استقرار ۲ کندو به ازای هر هکتار آفتابگردان سبب افزایش چشمگیر محصول شده، به طوری که محصول بدست آمده در مزرعه تحت آزمایش ۵۰-۲۰ درصد بیشتر از مزارع شاهد بوده است (میراب‌زاده، ۱۳۷۲).
در ایران نزدیک به ۶/۴ میلیون کندوی مدرن با تولید متوسط ۳۸/۹ کیلوگرم عسل به ازای هر کندو در سال وجود دارد به این ارقام می‌بایست ۳۸۰ هزار کندوی بومی با تولید ۰۴/۴ کیلوگرم عسل برای هر کندو در سال افزود. بنابراین تولید عسل سالیانه کشور را در حدود ۴۵ هزار تن محاسبه نموده و ارزش ریالی آن را حدود ۸۰۰ میلیارد می‌دانند. حال چنانچه ارزش گرده افشانی را به آن بیافزائیم ارزش اقتصادی واقعی زنبور عسل بالغ بر ۲۰ تریلیون ریال خواهد بود (آمارنامه وزارت جهاد کشاورزی، ۱۳۸۹).
۲-۳- جایگاه سیستماتیک زنبور عسل
زنبور عسل به رده‌ی حشرات^[۵]، راسته‌ی بال غشائیان^[۶] و خانواده‌ی Apidae، جنس Apis و گونه A. mellifera تعلق دارد. راسته‌ی بال غشائیان که زنبور عسل به این راسته تعلق دارد، بزرگترین راسته پس از راسته سخت بال پوشان^[۷] است. این راسته دارای مفیدترین حشرات برای انسان‌ است، دارای گونه‌هایی است که از نظر انگلی^[۸]، شکارچی^[۹] و گرده افشانی^[۱۰] نقش مهمی دارد.
Kingdom: Animalia
Phylum: Arthropoda
Sub Class: Insecta
Order: Hymenoptera
Super family: Apoidea