روش ها و آموزش ها - ترفندها و تکنیک های کاربردی

خانهموضوعاتآرشیوهاآخرین نظرات
رابطه عملکرد خانواده و سبک های دلبستگی بر سازگاری اجتماعی دانش آموزان دختر و پسر مقطع متوسطه بندرعباس۹۲- قسمت ۳۹
ارسال شده در 22 مهر 1400 توسط مدیر سایت در بدون موضوع

۱۴/۰-

 

۲۲/۲-

 

۰۲/۰

 

 

 

جدول ضرایب معادله رگرسیونی فوق سهم هر کدام از متغیرهای پیش بین سبک­های دلبستگی و عملکرد خانواده را به تفکیک در دو گروه دختران و پسران در پیش بینی متغیر ملاک (سازگاری دانش آموزان) نشان می‎دهد. در گروه دختران خرده مقیاس­های عملکرد (ارتباط، آمیزش عاطفی، ایفای نقش، عملکرد کلی، همراهی عاطفی و کنترل رفتار) می‎توانند به صورت معناداری متغیر ملاک سازگاری دانش­اموزان را پیش‎بینی کنند. خرده مقیاس ارتباط با مقدار بتای ۴۴/۰ در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان دختر به حساب می‎آید. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف معیار خرده مقیاس ارتباط ۴۴/۰ در انحراف معیار متغیر سازگاری تغییر ایجاد می‎شود. هم‎چنین خرده مقیاس آمیزش عاطفی با مقدار بتای ۳۳/۰- و در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان دختر به حساب می‎آید. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف معیار خرده مقیاس آمیزش عاطفی ۳۳/۰- در انحراف معیار متغیر سازگاری تغییر ایجاد می‎شود. خرده مقیاس ایفای نقش با مقدار بتای ۳۸/۰- در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان دختر محسوب می‎شود. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف خرده مقیاس ایفای نقش، ۳۸/۰- در انحراف معیار متغیر سازگاری تغییر ایجاد می‎شود. خرده مقیاس عملکرد کلی با مقدار بتای ۳۱/۰در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان دختر محسوب می‎شود. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف خرده مقیاس عملکرد کلی، ۳۱/۰در انحراف معیار متغیر سازگاری تغییر ایجاد می‎شود. خرده مقیاس حل مشکل با مقدار بتای ۱۳/۰در سطح آلفای ۲۵/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان دختر نیست. خرده مقیاس همراهی عاطفی با مقدار بتای ۱۸/۰در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان دختر محسوب می‎شود. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف خرده مقیاس همراهی عاطفی، ۱۸/۰در انحراف معیار متغیر سازگاری تغییر ایجاد می‎شود. خرده مقیاس کنترل رفتار با مقدار بتای ۲۶/۰در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان دختر محسوب می‎شود. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف خرده مقیاس کنترل رفتار، ۲۶/۰در انحراف معیار متغیر سازگاری تغییر ایجاد می‎شود.
دانلود پروژه
هم چنین در گروه دختران دو خرده مقیاس­ از سبک­های دلبستگی(ایمن و دوسوگرا) می‎توانند به صورت معناداری متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان را پیش‎بینی کنند. خرده مقیاس ایمن با مقدار بتای ۱۴/۰ در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان دختر به حساب می‎آید. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف معیار خرده مقیاس ایمن ۱۴/۰ در انحراف معیار متغیر سازگاری دانش ­آموزان تغییر ایجاد می‎شود. هم‎چنین خرده مقیاس دوسوگرا با مقدار بتای ۱۸/۰- و در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان دختر به حساب می‎آید. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف معیار خرده مقیاس دوسوگرا ۱۸/۰- در انحراف معیار متغیر سازگاری دانش ­آموزان تغییر ایجاد می‎شود. خرده مقیاس ناایمن با مقدار بتای ۱۰/۰- و در سطح آلفای ۱۰/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان دختر محسوب نمی شود.
در گروه پسران خرده مقیاس­های عملکرد خانواده (عملکرد کلی، حل مشکل، همراهی عاطفی و کنترل رفتار) می‎توانند به صورت معناداری متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان را پیش‎بینی کنند. خرده مقیاس ارتباط با مقدار بتای ۰۰۹/۰ در سطح آلفای ۹۲/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان پسر محسوب نمی­ شود. خرده مقیاس آمیزش عاطفی با مقدار بتای ۱۳/۰- و در سطح آلفای ۰۸/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان پسر محسوب نمی شود. خرده مقیاس ایفای نقش با مقدار بتای ۱۵/۰- در سطح آلفای ۰۷/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان پسر محسوب نمی‎شود. خرده مقیاس عملکرد کلی با مقدار بتای ۱۴/۰در سطح آلفای ۰۵/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان پسر محسوب می‎شود. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف خرده مقیاس عملکرد کلی، ۱۴/۰در انحراف معیار متغیر سازگاری تغییر ایجاد می‎شود. خرده مقیاس حل مشکل با مقدار بتای ۲۰/۰در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان پسر محسوب می شود. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف خرده مقیاس عملکرد کلی، ۲۰/۰در انحراف معیار متغیر سازگاری تغییر ایجاد می‎شود. خرده مقیاس همراهی عاطفی با مقدار بتای ۲۱/۰در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان پسر محسوب می‎شود. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف خرده مقیاس همراهی عاطفی، ۲۱/۰در انحراف معیار متغیر سازگاری تغییر ایجاد می‎شود. خرده مقیاس کنترل رفتار با مقدار بتای ۲۳/۰در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان پسر محسوب می‎شود. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف خرده مقیاس کنترل رفتار، ۲۳/۰در انحراف معیار متغیر سازگاری تغییر ایجاد می‎شود.
در گروه پسران از سه خرده مقیاس سبک های دلبستگی تنها یک خرده مقیاس ناایمن می تواند سازگاری دانش آموزان پسر را پیش بینی کند. خرده مقیاس ایمن با مقدار بتای ۰۸/۰ در سطح آلفای ۲۶/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان پسر محسوب نمی شود. هم‎چنین خرده مقیاس دوسوگرا با مقدار بتای ۱۲/۰- و در سطح آلفای ۰۸/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان پسر محسوب نمی شود‎. خرده مقیاس ناایمن با مقدار بتای ۱۴/۰- و در سطح آلفای ۰۲/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان پسر محسوب می شود. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در خرده مقیاس ناایمن، ۱۴/۰- در انحراف معیار سازگاری دانش آموزان پسر تغییر ایجاد می شود.
در یک جمع بندی کلی از فرضیه ششم پژوهش می توان گفت که در گروه دختران، شش خرده مقیاس عملکرد خانواده (ارتباط، آمیزش عاطفی، ایفای نقش، عملکرد کلی، همراهی عاطفی و کنترل رفتار) رابطه معنی داری با سازگاری دانش آموزان داشتند اما خرده مقیاس حل مشکل رابطه معنی داری با سازگاری دانش آموزان نداشت. در گروه پسران، چهار خرده مقیاس عملکرد خانواده (عملکرد کلی، حل مشکل، همراهی عاطفی و کنترل رفتار) رابطه معنی داری با سازگاری دانش آموزان داشت. اما خرده مقیاس­های ارتباط، آمیزش عاطفی و ایفای نقش رابطه معنی داری با سازگاری دانش آموزان پسر نداشتند. در مورد سبک های دلبستگی در گروه دختران دو سبک ایمن و دوسوگرا رابطه معنی داری با سازگاری دانش آموزان داشتند. اما سبک دلبستگی ناایمن رابطه معنی داری با سازگاری دانش آموزان دختر نداشت. در گروه پسران تنها سبک ناایمن رابطه معنی داری با سازگاری دانش آموزان پسر داشت. اما دو سبک ایمن و دوسوگرا رابطه معنی داری با سازگاری دانش آموزان پسر نداشتند.
فصل پنجم
بحث و نتیجه گیری
۵-۱- مقدمه
این پژوهش با هدف بررسی رابطه عملکرد خانواده و سبک‌های دلبستگی با سازگاری اجتماعی دانش‌آموزان دختر و پسر مقطع متوسطه بندرعباس در سال تحصیلی ۱۳۹۲-۱۳۹۱ انجام گردید. در فصل اول پژوهش ابتدا به بیان مسأله، اهمیت و ضرورت تحقیق، اهداف تحقیق، سؤالات، فرضیه ها و تعاریف نظری و عملیاتی پرداخته شد. در فصل دوم پژوهش پس از مقدمه ای کوتاه به بررسی پیشینه نظری موضوعات سبک های دلبستگی، عملکرد خانواده و سازگاری اجتماعی دانش آموزان پرداخته شد. سپس در قسمت پیشینه پژوهشی به بررسی و بیان نتایج مطالعات داخلی و خارجی انجام شده در این زمینه پرداخته شد. در فصل سوم تحقیق نیز به بیان روش تحقیق، جامعه آماری، نمونه و روش نمونه گیری، ابزار پژوهش و پرسشنامه ها و روش تجزیه و تحلیل داده ها پرداخته شد. در فصل چهارم تحقیق نیز در دو قسمت آمار توصیفی و استنباطی به تجزیه و تحلیل داده‌ها پرداخته شد که نتایج و تبیین آن ها در این فصل پس از بحثی کوتاه آورده خواهد شد. در پایان نیز محدودیت های تحقیق بیان و پیشنهاداتی ارائه خواهد گردید.
۵-۲- بحث
انسان محصول اجتماع است و در نتیجه تحت تأثیر نظام ها و فرهنگ های جامعه خود قرار می گیرد. در چنین شرایطی است که باید نیازهای خود را برآورده سازد و آرامش و تعادل خود را حفظ کند، بنابراین انسان باید با اجتماع سازگار شود. عوامل زیادی می توانند در سازگاری فرد با اجتماع نقش داشته باشند. به نظر می‌رسد خانواده و عوامل خانوادگی یکی از مهم ترین نقش ها را در سازگاری فرد با اجتماع داشته باشد. عوامل ﺧﺎﻧﻮاده ﭼﻴﺰی ﺑﻴﺶ از ﻣﺠﻤﻮﻋﻪ اﻓﺮادی اﺳﺖ ﻛﻪ در ﻳﻚ ﻓﻀﺎی ﻣﺎدی و رواﻧﻲ ﺧﺎص ﺑﻪ ﺳﺮ ﻣﻲﺑﺮﻧﺪ. ﺧﺎﻧﻮاده ﻳﻚ ﻧﻈﺎم اﺟﺘﻤﺎﻋﻲ و ﻃﺒﻴﻌﻲ اﺳﺖ ﻛﻪ وﻳﮋﮔﻲﻫﺎی ﺧﺎص ﺧﻮد را دارد. اﻳﻦ ﻧﻈﺎم اﺟﺘﻤﺎﻋﻲ، ﻣﺠﻤﻮﻋﻪای از ﻗﻮاﻋﺪ و اﺻﻮل را اﺑﺪاع و ﺑﺮای اﻋﻀﺎی ﺧﻮد ﻧﻘﺶﻫﺎی ﻣﺘﻨﻮﻋﻲ ﺗﻌﻴﻴﻦ ﻣﻲﻛﻨﺪ. ﻋﻼوه ﺑﺮ اﻳﻦ، عملکرد ﺧﺎﻧﻮاده از ﻳﻚ ﺳﺎﺧﺖ ﻧﻈﺎم‌دار ﻗﺪرت ﺑﺮﺧﻮردار اﺳﺖ. ﺻﻮرتﻫﺎی ﭘﻴﭽﻴﺪه‌ای از ﭘﻴﺎم رﺳﺎﻧﻲﻫﺎی آﺷﻜﺎر و ﻧﻬﺎن را ﺑﻪ وﺟﻮد ﻣﻲآورد و روشﻫﺎی ﻣﺬاﻛﺮه و ﻣﺴﺌﻠﻪﮔﺸﺎﻳﻲ ﻣﻔﺼﻠﻲ در اﺧﺘﻴﺎر دارد ﻛﻪ ﺑﻪ آن اﺟﺎزه ﻣﻲدﻫﺪ ﺗﺎ ﺗﻜﺎﻟﻴﻒ ﻣﺨﺘﻠﻔﻲ را ﺑﺎ ﻣﻮﻓﻘﻴﺖ ﺑﻪ اﻧﺠﺎم ﺑﺮﺳﺎﻧﺪ. در ﭼﻨﻴﻦ ﻧﻈﺎﻣﻲ اﻓﺮاد ﺑﻪ وﺳﻴﻠﻪ ﻋﻼﻳﻖ و دﻟﺒﺴﺘﮕﻲﻫﺎی ﻋﺎﻃﻔﻲ ﻧﻴﺮوﻣﻨﺪ، دﻳﺮﭘﺎ و ﻣﺘﻘﺎﺑﻞ ﺑﻪ یکدیگر ﻣﺘﺼﻞ ﺷﺪه‌اﻧﺪ. ﻣﻤﻜﻦ اﺳﺖ از ﺷﺪت وﺣﺪت اﻳﻦ ﻋﻼﻳﻖ و دﻟﺒﺴﺘﮕﻲﻫﺎ در ﻃﻲ زﻣﺎن ﻛﺎﺳﺘﻪ ﺷﻮد، ﻟﻴﻜﻦ ﺑﺎز ﻫﻢ ﻋﻼﻳﻖ ﻣﺰﺑﻮر در ﺳﺮاﺳﺮ زﻧﺪﮔﻲ ﺑﻪ ﺑﻘﺎی ﺧﻮد اداﻣﻪ ﺧﻮاﻫﻨﺪ داد. ﺑﻪ ﻃﻮر ﻛﻠﻲ، ﻣﻄﺎﻟﻌﺎت ﻗﺒﻠﻲ ﺗﺄﻛﻴﺪ داﺷﺘﻪاﻧﺪ ﻛﻪ از ﻳﻚﺳﻮ، ﺧﺎﻧﻮاده ﻧﺎﻛﺎرآﻣﺪ، ﻣﺮﻛﺰی اﺳﺖ ﻛﻪ در آن ﺑﺰﻫﻜﺎری رﺷﺪ ﻣﻲﻛﻨﺪ و از ﺳﻮی دﻳﮕﺮ، ﻳﻚ ﺧﺎﻧﻮاده ﻛﺎرآﻣﺪ ﻣﻲﺗﻮاﻧﺪ ﻓﺮزﻧﺪان را ﺗﻐﺬﻳﻪ ﻛﺮده و از آن ﻫﺎ ﺣﻤﺎﻳﺖ ﻛﻨﺪ. اﻛﺜﺮ ﻣﺸﻜﻼت و ﻧﺎﺳﺎزﮔﺎریﻫﺎی رﻓﺘﺎری ﻛﻪ رﻳﺸﻪ در ﺧﺎﻧﻮاده دارﻧﺪ، ﺑﺮﺧﺎﺳﺘﻪ از ﺗﻌﺎﻣﻼت درون ﺧﺎﻧﻮاده‌ای ﻣﻲﺑﺎﺷﺪ ﻛﻪ ﻓﺮزﻧﺪان، اﻳﻦ ﺗﻌﺎﻣﻼت را ﻏﻴﺮﻗﺎﺑﻞ ﺗﺤﻤﻞ ﻳﺎ ﺣﺪاﻗﻞ، ﺗﻨﺪ و ﺧﺸﻦ، درک ﻣﻲﻛﻨﻨﺪ. بیشترین افراد ناسازگار و مسأله دار، وابسته به خانواده های آسیب دیده هستند و فرزندانی که مربوط به خانواده های پر کشمکش می باشند به سبب عدم برخورداری از آرامش روانی و عدم تمرکز و آشفتگی بیشتر در معرض رفتارهای ناسازگارانه قرر دارند. لذا به نظر می رسد که عواملی نظیر عملکرد خانواده و سبک دلبستگی والدین می توانند در سازگاری اجتماعی فرزندان نقش داشته باشند. لذا این پژوهش با هدف بررسی رابطه بین عملکرد خانواده، سبک دلبستگی والدین با سازگاری اجتماعی دانش‌آموزان دختر و پسر انجام گردید که فرضیه ها، نتایج و تبیین آن ها بشرح ذیل می باشد:
۵-۳- نتیجه گیری
فرضیه اول: بین مؤلفه­ های عملکرد خانواده با سازگاری دانش ­آموزان رابطه چندگانه معنی­داری وجود دارد.
برای تجزیه و تحلیل فرضیه اول پژوهش از آزمون رگرسیون چند متغیری به روش هم‎زمان استفاده شد. نتیجه آزمون نشان داد که ضریب همبستگی چندگانه بین خرده مقیاس­های عملکرد خانواده (ارتباط، آمیزش عاطفی، ایفای نقش، عملکرد کلی، حل مشکل، همراهی عاطفی و کنترل رفتار) با متغیر سازگاری دانش ­آموزان برابر با ۴۸/۰ می‎باشد و ضریب تعیین آن برابر با ۲۳/۰ می‎باشد. به عبارت دیگر ۲۳ درصد از تغییرات واریانس متغیر سازگاری دانش ­آموزان به وسیله خرده مقیاس­های عملکرد خانواده تبیین می‎شود.
هم‌چنین جدول خلاصه نتایج تحلیل واریانس یک‎ راهه برای پیش بینی متغیر سازگاری براساس خرده مقیاس‌های عملکرد خانواده نشان داد که اثر رگرسیونی خرده مقیاس­های عملکرد خانواده بر متغیر سازگاری دانش آموزان معنادار بوده است. این اثر رگرسیونی با مقدار ۱۹/۳۹۶= F، در سطح آلفای ۰۱/۰، معنادار به دست آمد. به عبارت دیگر مجموع مجذورات باقی مانده به آن میزان نبود که اثر رگرسیونی را خنثی نماید، و موجب عدم تفاوت معنادار گردد و به این معنی است که مدل نشان داده شده برای تحلیل رابطه خطی مناسب است.
از سوی دیگر جدول ضرایب معادله رگرسیونی همزمان برای پیش بینی متغیر سازگاری براساس خرده مقیاس‌های عملکرد خانواده نشان داد که خرده مقیاس­های عملکرد (ارتباط، آمیزش عاطفی، ایفای نقش، عملکرد کلی، حل مشکل، همراهی عاطفی و کنترل رفتار) می‎توانند به صورت معناداری متغیر ملاک سازگاری دانش آموزان را پیش‎بینی کنند. لذا خرده مقیاس ارتباط با مقدار بتای ۲۱/۰ در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان به حساب می‎آید. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف معیار خرده مقیاس ارتباط ۲۱/۰ در انحراف معیار متغیر سازگاری دانش ­آموزان تغییر ایجاد می‎شود. هم‎چنین خرده مقیاس آمیزش عاطفی با مقدار بتای ۳۰/۰- و در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان به حساب می‎آید. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف معیار خده مقیاس آمیزش عاطفی ۳۰/۰- در انحراف معیار متغیر سازگاری دانش ­آموزان تغییر ایجاد می‎شود. خرده مقیاس ایفای نقش با مقدار بتای ۲۵/۰- در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان محسوب می‎شود. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف خرده مقیاس ایفای نقش، ۲۵/۰- در انحراف معیار متغیر سازگاری دانش ­آموزان تغییر ایجاد می‎شود. خرده مقیاس عملکرد کلی با مقدار بتای ۲۰/۰در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان محسوب می‎شود. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف خرده مقیاس عملکرد کلی، ۲۰/۰در انحراف معیار متغیر سازگاری دانش ­آموزان تغییر ایجاد می‎شود. خرده مقیاس حل مشکل با مقدار بتای ۱۷/۰ در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان محسوب می‎شود. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف خرده مقیاس حل مشکل، ۱۷/۰ در انحراف معیار متغیر سازگاری دانش ­آموزان تغییر ایجاد می‎شود. خرده مقیاس همراهی عاطفی با مقدار بتای ۱۵/۰ در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش ­آموزان محسوب می‎شود. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف خرده مقیاس همراهی عاطفی، ۱۵/ ۰در انحراف معیار متغیر سازگاری دانش ­آموزان تغییر ایجاد می‎شود. خرده مقیاس کنترل رفتار با مقدار بتای ۲۳/۰ در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی معنی‎داری برای متغیر ملاک سازگاری دانش‌آموزان محسوب می‎شود. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف خرده مقیاس کنترل رفتار، ۲۳/۰ در انحراف معیار متغیر سازگاری دانش ­آموزان تغییر ایجاد می‎شود.
در تبیین یافته تحقیق با توجه به پیشنه‌ی تحقیق، در دیدگاه روان شناسی شناختی، انسان سازگار به کسی گفته می‏شود که توانایی و قدرت پردازش صحیح اطلاعات را داراست و چون قادر به چنین کاری است لذا یک نظام ارزشی واقع بینانه برای خود تنظیم می‏نماید تا تحت تأثیر نوسانات روانی دردناک و اختلاف با دیگران دچار آسیب نشود. این روند به او کمک می‏کند تا به احساس بهتری دست یابد. همچنین بر طبق نظر مزلو افرادی که بیشترین سازگاری را دارند آنهایی هستند که در سراسر مراحل زندگی خود به طور موفقیت‌آمیزی رشد کرده‏اند و به بالاترین مرحله کمال یعنی خود شکوفایی رسیده‏اند. انسانی که به مرحله خود شکوفایی ارتقاء پیدا کرده، نیروهای بالقوه اساسی خویش را به کامل‏ترین صورت تحقق بخشیده است. شخص ممکن است تکانه‏های درونی را بازداری یا تعدیل کند و یا بکوشد تا خواست محیطی را به طریقی تغییر دهد تا تعارض را دفع نماید (رستمی، ۱۳۸۰). کودکان در خانواده به دنیا می آیند و در آن رشد و پرورش می یابند. رفتار و ﻋﻤﻠﻜﺮد خانواده، نقش مهمی در ویژگی های شخصیتی و رفتاری کودکان و نوجوانان دارد. طبق تعریف ذکر شده در ادبیات تحقیق ﻋﻤﻠﻜﺮد ﺧﺎﻧﻮاده ﻳﻌﻨﻲ ﺗﻮاﻧﺎﻳﻲ ﺧﺎﻧﻮاده در ﻫﻤﺎﻫﻨﮕﻲ ﻳﺎ اﻧﻄﺒﺎق ﺑﺎ ﺗﻐﻴﻴﺮات اﻳﺠﺎد ﺷﺪه در ﻃﻮل ﺣﻴﺎت، ﺣﻞ ﻛﺮدن ﺗﻌﺎرضﻫﺎ، ﻫﻤﺒﺴﺘﮕﻲ ﻣﻴﺎن اﻋﻀﺎ و ﻣﻮﻓﻘﻴﺖ در اﻟﮕﻮﻫﺎی اﻧﻀﺒﺎﻃﻲ، رﻋﺎﻳﺖ ﺣﺪ و ﻣﺮز ﻣﻴﺎن اﻓﺮاد و اﺟﺮای ﻣﻘﺮرات و اﺻﻮل ﺣﺎﻛﻢ ﺑﺮ اﻳﻦ ﻧﻬﺎد ﺑﺎ ﻫﺪف ﺣﻔﺎﻇﺖ از ﻛﻞ ﻧﻈﺎم ﺧﺎﻧﻮاده است (ﭘﻮرﺗﺲ و ﻫﺎول[۱۱۷]، ۱۹۹۲؛ ﺑﻪ ﻧﻘﻞ از ﻛﺮاﻣﺘﻲ، ﻣﺮادی و ﻛﺎوه، ۱۳۸۴). عملکرد خانواده، در صورت ارائه الگوهای انضباطی مناسب و سازگار می تواند در حل تعارض و سازگاری فرد با محیط، مدرسه و جامعه نقش مؤثری داشته باشد و در صورت عملکرد ضعیف و یا بد خانواده سازگاری فرزندان پایین خواهد آمد و نتیجه آن تعارضات بالا و ناسازگاری فرد می شود. این یافته پژوهش با یافته های مطالعات پیشین همخوان می باشد که در قسمت ذیل به تعدادی از آن ها اشاره می شود:
گلچین، نصیری، نجمی و بشردوست (۱۳۸۰)، در پژوهشی با عنوان ارتباط عملکرد خانواده با برخی ویژگی‌های روانی نوجوانان دختر و پسر نشان دادند که بین عملکرد خانواده و ویژگی های روانی نوجوانان رابطه مثبتی وجود دارد. ثنایی و امینی (۱۳۷۹)، در پژوهشی با عنوان مقایسه عملکرد خانواده در دو گروه دانش آموزان دختر مستقل و وابسته به دیگران نشان دادند که دانش آموزان وابسته در ابعاد ارتباط، مشارکت عاطفی، کارایی عمومی و همچنین کل مقیاس، عملکرد خانوادگی ضعیف تری نسبت به دانش آموزان مستقل دارند. پژوهش رایس و میرزاده[۱۱۸] (۲۰۰۷)، از رابطه سبک های دلبستگی با عملکرد خانواده و رفتار سازگارانه در مدرسه حاکی بوده است. ﺍﺷﻨﺎﻳﺪﺭ ﻭ ﻫﻤﮑﺎﺭﺍﻥ (۲۰۰۵)، ﻧﺸﺎﻥ ﺩﺍﺩﻩ ﺍﻧﺪ ﮐﻪ ﺑﻴﺸﺘﺮ ﮐﻮﺩﮐﺎﻥ ﺩﺭ ﺧﺎﻧﻮﺍﺩﻩ ﻫﺎﯼ ﻧﺎﺳﺎﻟﻢ ﺩﺭ ﻣﻘﺎﻳﺴﻪ ﺑﺎ ﮐﻮﺩﮐﺎﻥ ﺩﺭ ﺧﺎﻧﻮﺍﺩﻩ ﻫﺎﯼ ﺳﺎﻟﻢ ﺩﺭ ﺷﺮﺍﻳﻂ ﻧﺎﻣﻄﻠﻮﺏ ﺁﻣﻮﺯﺷﯽ ﻭ ﺍﺟﺘﻤﺎﻋﯽ ﻫﺴﺘﻨﺪ. مطالعات براونفیلد و تامپسون (۲۰۰۳)، رابطه ابعاد سازگاری اجتماعی را بررسی نموده و نتایج نشان دهنده وجود رابطه مثبت بین سبک های دلبستگی و عملکرد بین مادر- کودک و سازگاری اجتماعی بود. همچنین آن‌ ها در مطالعه خود، ارتباط میان دلبستگی ناایمن با گروه همسال و رفتار بزهکارانه ناسازگارهای اجتماعی را گزارش داده اند. این یافته پژوهش و نتایج مطالعات پیشین نشان می دهند که بین مؤلفه­ های عملکرد خانواده با سازگاری دانش‌آموزان رابطه چندگانه معنی­داری وجود دارد.
فرضیه دوم: بین سبک های دلبستگی با سازگاری دانش ­آموزان رابطه چندگانه معنی­داری وجود دارد.
برای تجزیه و تحلیل فرضیه دوم پژوهش از آزمون رگرسیون چند متغیری به روش هم‎زمان استفاده شد. نتایج آزمون نشان داد که، ضریب همبستگی چندگانه بین خرده مقیاس­های سبک­های دلبستگی با متغیر سازگاری دانش ­آموزان برابر با ۳۶/۰ می‎باشد و ضریب تعیین آن برابر با ۱۳/۰ می‎باشد. به عبارت دیگر ۱۳ درصد از تغییرات واریانس متغیر سازگاری دانش ­آموزان به وسیله خرده مقیاس­های عملکرد خانواده تبیین می‎شود. همچنین جدول خلاصه نتایج تحلیل واریانس یک‎ راهه برای پیش بینی متغیر سازگاری دانش آموزان براساس سبک‌های دلبستگی نشان داد که اثر رگرسیونی خرده مقیاس­های سبک­های دلبستگی بر متغیر سازگاری دانش‌آموزان معنادار بوده است. این اثر رگرسیونی با مقدار ۴۹/۵۱۵= F، در سطح آلفای ۰۱/۰، معنادار به دست آمد. به عبارت دیگر مجموع مجذورات باقی مانده به آن میزان نبود که اثر رگرسیونی را خنثی نماید و موجب عدم تفاوت معنادار گردد و به این معنی است که مدل نشان داده شده برای تحلیل رابطه خطی مناسب است. از سوی دیگر جدول ضرایب معادله رگرسیونی همزمان برای پیش بینی متغیر سازگاری دانش آموزان براساس سبک های دلبستگی سهم هر کدام از متغیرهای پیش بین را در پیش بینی متغیر ملاک نشان می‎دهد. جدول مذکور نشان داد که خرده مقیاس­های سبک­های دلبستگی(ایمن، دوسوگرا و ناایمن) می‎توانند به صورت معناداری متغیر ملاک سازگاری دانش­اموزان را پیش‎بینی کنند. خرده مقیاس ایمن با مقدار بتای ۱۹/۰ در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان به حساب می‎آید. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف معیار خرده مقیاس ایمن ۱۹/۰ در انحراف معیار متغیر سازگاری دانش ­آموزان تغییر ایجاد می‎شود. هم‎چنین خرده مقیاس دوسوگرا با مقدار بتای ۱۵/۰- و در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی‌کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان به حساب می‎آید. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف معیار خده مقیاس دوسوگرا ۱۵/۰- در انحراف معیار متغیر سازگاری دانش ­آموزان تغییر ایجاد می‎شود. خرده مقیاس ناایمن با مقدار بتای ۲۱/۰- و در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان به حساب می‎آید. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف معیار خده مقیاس ناایمن ۲۱/۰- در انحراف معیار متغیر سازگاری دانش ­آموزان تغییر ایجاد می‎شود.
طبق ادبیات پژوهش، جان باولبی پژوهش‌های گسترده‌ای درباره مفهوم دلبستگی به عمل آورد. او دلبستگی را چنین توصیف کرده است: «ارتباط و پیوند روانی پایدار بین دو انسان» (باولبی، ۱۹۶۹). باولبی با این دیدگاه روان کاوانه موافق بود که تجربیات اولیه کودکی، تاثیر مهمی بر رشد و رفتارهای بعدی در زندگی دارد. به عقیده او، سبک های دلبستگی اولیه ما در دوران کودکی و از طریق رابطه کودک / پرستار شکل می‌گیرد. باولبی هم چنین عقیده داشت که دلبستگی دارای مولفه‌ای تکامل یابنده است و به بقای انسان کمک می کند. «گرایش به ایجاد پیوندهای عاطفی قوی به افراد به خصوص، یک مولفه اصلی طبیعت انسان است» (باولبی، ۱۹۸۸). از سوی دیگر برخلاف باولبی که ریشه رفتارهای دلبستگی را به مکانیسم های ذاتی نسبت می دهد، نظریه پردازان یادگیری، دلبستگی را محصول فرایند اجتماعی شدن می دانند. لذا طبق این نظریه می توان گفت که دلبستگی بی رابطه با اجتماعی با اجتماعی شدن انسان نمی باشد. از طرف دیگر به نظر پرلز انسان سه مرحله‌ی اجتماعی، روانی، جسمانی دارد و در مرحله‌ی اجتماعی که چندی پس از تولد آغاز می شود به وسیله‌ی آگاهی و توجه به دیگران به خصوص والدین مشخص می شود و انسان باید این۳ مرحله را پشت سر بگذارد و به بودن برسد. در این فرایند فرد درباره‌ی تفاوت‌ها، ارتباط‌ها، تماس‌ها و وجوه تمایزش چیزهایی فرا می گیرد، این فرایند تعامل و یادگیری، سازگاری نامیده می شود (شفیع آبادی و ناصری، ۱۳۷۷). سازگاری عبارت است از پیشرفت در ادراک خودمان و دیگران، رفتارها، افکار و احساساتی که برای رشد مناسب لازم است و موجب می‌شود روش‌های سازگاری مورد نیاز برای تغییرات محیطی بروز کند (پمپ، ۱۹۹۰؛ شهسواری، ۱۳۸۲). سازگاری و هماهنگ شدن با خود و با محیط پیرامون خود برای هر موجود زنده یک ضرورت حیاتی است. تلاش روزمره همه آدمیان نیز عموماً بر محور همین سازگاری دور می‏زند (والی‌پور، ۱۳۶۰). علی الخصوص سازگاری اجتماعی بر این ضرورت متکی است که نیازها و خواسته‏های فرد با منافع و خواسته‏های گروهی که در آن زندگی می‏کند، هماهنگ و متعادل شود و حتی الامکان از برخورد مستقیم و شدید با منافع و ضوابط گروهی جلوگیری به عمل آید. ضرورت حفظ مبانی زندگی اجتماعی طبعاً محدودیت‏هایی را در راه ارضای نیازهای فردی انسان موجب می‏شود که چاره‏ای جز سازگاری با آن نیست یعنی انسان قبول می‏کند که این محدودیت‏ها اجتناب ناپذیر هستند و می‏کوشد تا خود را با آن تطبیق دهد (والی‌پور، ۱۳۶۰). لذا می توان گفت که پیشینه ‌نظری تحقیق تأیید کننده فرضیه فوق می باشد. علاوه بر پیشینه نظری تحقیق، پیشینه پژوهشی (نتایج مطالعات دخلی و خارجی) نیز با این یافته پژوهش همخوان می باشد که در قسمت ذیل به تعدادی از آن ها اشاره می شود:
نتایج تحقیقات آقا محمدیان (۱۳۷۳)، نشان دهنده مثبت بودن روابط دلبستگی والد- کودک با سازگاری اجتماعی میان کودکان و نوجوانان است. تحقیق مک ویلیامز و بایلی[۱۱۹] (۲۰۱۰)، نشان می دهد که سبک دلبستگی اجتنابی و سبک دلبستگی اضطرابی دوسوگرا رابطه‌ای قوی با سلامتی پایین و سازگاری اجتماعی دارد. کرایتون[۱۲۰] (۲۰۱۰)، در پژوهشی با عنوان سبک دلبستگی در دانشجویان کالج، همبستگی عوامل خانوادگی و سازگاری اجتماعی به طبقه بندی سبک های دلبستگی و رفتارهای دلبستگی پرداخت وی همچنین عوامل خانوادگی موثر بر سبک دلبستگی و همبستگی سازگاری اجتماعی با سبک دلبستگی فردی افراد را مورد بررسی قرار داد. در نتایج پژوهش وی سه نوع دلبستگی، بروندادهای سازگاری فردی متفاوتی را نشان دادند. همچنین نشان داده است با وجود این که سبک های دلبستگی با سازگاری اجتماعی و میزان رضایت از زندگی در سال‌های بعد همبستگی دارد، عواملی از متغیرهای دیگری نیز وجود دارد که با سازگاری اجتماعی و سبک های دلبستگی رابطه دارد، از جمله این عوامل، متغیرهای خانوادگی می باشند. بشارت (۱۳۸۰)، در پژوهشی که با عنوان بررسی رابطه سبک های دلبستگی با مشکلات زناشویی در زوجین نابارور بر روی ۳۰ زوج نابارور انجام داد نشان داد که میزان مشکلات زناشویی علاوه بر سبک دلبستگی شخص نابارور با سبک دلبستگی همسر وی نیز همبستگی دارد. پژوهش رایس و میرزاده[۱۲۱] (۲۰۰۷)، از رابطه سبک های دلبستگی با عملکرد خانواده و رفتار سازگارانه در مدرسه حاکی بوده است. نتایج پژوهش روزن اشتاین و هروویتز[۱۲۲] (۲۰۰۶)، نشان دهنده رابطه میان سبک های دلبستگی نوجوانی و آسیب‌های روانشناختی مانند افسردگی، اضطراب، اختلال شخصیت ضداجتماعی و اختلال سازگاری اجتماعی بوده است. مطالعات براونفیلد و تامپسون (۲۰۰۳)، رابطه ابعاد سازگاری اجتماعی را بررسی نموده و نتایج نشان دهنده وجود رابطه مثبت بین سبک های دلبستگی و عملکرد بین مادر- کودک و سازگاری اجتماعی بود. همچنین آن‌ ها در مطالعه خود، ارتباط میان دلبستگی ناایمن با گروه همسال و رفتار بزهکارانه ناسازگارهای اجتماعی را گزارش داده اند. نوم[۱۲۳]، دکویک[۱۲۴]، مییوس[۱۲۵] (۲۰۰۰)، دلبستگی و رفتار ضد اجتماعی را در یک نمونه ۴۰۰ نفری از نوجوانان کشور هلند بررسی کردند و دریافتند که دلبستگی مادرانه به طور معنی داری با رفتار ضد اجتماعی خود گزارش شده نوجوانان رابطه منفی دارد (به نقل از بشارت و همکاران، ۱۳۸۲). لذا با توجه به این یافته تحقیق و پیشینه نظری و پژوهشی تحقیق می توان گفت که بین سبک‌های دلبستگی با سازگاری دانش ­آموزان به تفکیک جنسیت رابطه چندگانه معنی­داری وجود دارد.
فرضیه سوم: بین سبک­های دلبستگی و عملکرد خانواده با سازگاری دانش ­آموزان رابطه چندگانه معنی­داری وجود دارد.
برای تجزیه و تحلیل فرضیه سوم پژوهش خرده مقیاس­های سبک­های دلبستگی و خرده مقیاس­عملکرد خانواده یکجا وارد معادله رگرسیونی شدند که نتایج آن به طور خلاصه در قسمت زیر ارائه شده است. ابتدا برای تجزیه و تحلیل فرضیه سوم پژوهش از آزمون رگرسیون چند متغیری به روش هم‎زمان استفاده شد که نشان داد، ضریب همبستگی چندگانه بین خرده مقیاس­های سبک­های دلبستگی (ایمن، دوسوگرا و ناایمن) و خرده مقیاس­های عملکرد خانواده (ارتباط، آمیزش عاطفی، ایفای نقش، عملکرد کلی، حل مشکل، همراهی عاطفی و کنترل رفتار) با متغیر سازگاری دانش ­آموزان برابر با ۵۳/۰ می‎باشد و ضریب تعیین آن برابر با ۲۹/۰ می‎باشد. به عبارت دیگر ۲۹ درصد از تغییرات واریانس متغیر سازگاری دانش ­آموزان به وسیله خرده مقیاس­های سبک­های دلبستگی و خرده مقیاس­های عملکرد خانواده تبیین می‎شود. همچنین نتایج جدول تحلیل واریانس یک‎ راهه برای پیش بینی متغیر سازگاری دانش آموزان براساس عملکرد خانواده و سبک های دلبستگی نشان داد که اثر رگرسیونی خرده مقیاس­های سبک­های دلبستگی و خرده مقیاس­های عملکرد خانواده بر متغیر سازگاری دانش آموزان معنادار بوده است. این اثر رگرسیونی با مقدار ۲۲/۳۴۷= F، در سطح آلفای ۰۱/۰، معنادار به دست آمد. به عبارت دیگر مجموع مجذورات باقی مانده به آن میزان نبود که اثر رگرسیونی را خنثی نماید، و موجب عدم تفاوت معنادار گردد و به این معنی است که مدل نشان داده شده برای تحلیل رابطه خطی مناسب است.
از سوی دیگر جدول ضرایب معادله رگرسیونی ذکر شده در فصل چهارم سهم هر کدام از متغیرهای پیش بین را در پیش بینی متغیر ملاک نشان می‎دهد. همان‎طور که نشان داده شد خرده مقیاس­های عملکرد (ارتباط، آمیزش عاطفی، ایفای نقش، عملکرد کلی، حل مشکل، همراهی عاطفی و کنترل رفتار) می‎توانند به صورت معناداری متغیر ملاک سازگاری دانش­اموزان را پیش‎بینی کنند. خرده مقیاس ارتباط با مقدار بتای ۱۰/۰ در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش بینی کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان به حساب می‎آید. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف معیار خرده مقیاس ارتباط ۱۰/۰ در انحراف معیار متغیر سازگاری دانش ­آموزان تغییر ایجاد می‎شود. هم‎چنین خرده مقیاس آمیزش عاطفی با مقدار بتای ۱۵/۰- و در سطح آلفای ۰۱/۰ پیش‌بینی‌کننده معنی داری برای متغیر سازگاری دانش ­آموزان به حساب می‎آید. به عبارت دیگر به ازای یک واحد تغییر در انحراف معیار خده مقیاس آمیزش عاطفی ۱۵/۰- در انحراف معیار متغیر سازگاری دانش ­آموزان

نظر دهید »
تاثیر دانش ذهنی محصول بر انتخاب محصول (مورد مطالعه دارندگان تلفن همراه شهر اراک)- قسمت ۱۷
ارسال شده در 22 مهر 1400 توسط مدیر سایت در بدون موضوع

فرضیه شماره دو: دانش ذهنی محصول بر میزان اهمیت محصول که توسط مصرف کنندگان انتخاب می شود، تاثیر دارد.
فرضیه شماره سه: دانش ذهنی محصول بر محصولی که توسط مصرف کنندگان در سفارشات مختلف مورد استفاده قرار می گیرد، تاثیر دارد.
فرضیه شماره چهار: دانش ذهنی محصول بر اندازه مجموعه مورد بررسی مصرف کننده تاثیر دارد.
فرضیه شماره پنج: دانش ذهنی محصول بر ساختار و تنوع اندازه مجموعه مورد بررسی مصرف کننده تاثیر دارد.
فرضیه شماره شش: دانش ذهنی محصول بر ریسک ادراک شده تاثیر دارد.
فرضیه شماره هفت: ریسک ادراک شده بر ساختار و تنوع اندازه مجموعه مورد بررسی تاثیر دارد.
۴-۸-۱ تحلیل فرضیه شماره یک: دانش ذهنی محصول بر تعداد محصول انتخاب شده توسط مصرف کنندگان تاثیر دارد.
بررسی ارتباط میان متغیرهای “دانش ذهنی محصول” و “تعداد ویژگی‏های محصول” مورد مطالعه تحلیل استنباطی این قسمت می باشد. تکنیک مورد استفاده تحلیل رگرسیونی (رگرسیون خطی ساده) نام داردکه درآن متغیر تعداد ویژگی‏های محصول به عنوان متغیر وابسته مورد استفاده قرار می گردد. در این مدل به متغیر"دانش ذهنی محصول” نیز متغیر مستقل اطلاق می گردد. استفاده از این تکنیک، به دلیل فراهم کردن زمینه شناسایی تشخیص و شدت اثر متغیر مستقل بر متغیر وابسته مناسب تشخیص داده شده است.
در جدول زیرآماره ضریب تبیین یا R-squarدرصد تغییرات ناشی از متغیرهای مستقل برمتغیر وابسته (تعداد ویژگی‏های محصول) را نمایش می دهد مقدار ضریب مذکور تنها برابر ۰۵۱/۰ می باشد یعنی ۵٫۱% از تغییرات موجود در متغیر وابسته ناشی از متغیر مستقل مورد بررسی می باشد. میزان ضریب همبستگی که اندازه ای از قدرت پیوند میان متغیرهای مستقل و وابسته را نمایش می دهد برابر ۲۲۵/۰ می­باشد.

جدول ۴-۵ جدول ضرایب هبستگی مدل رگرسیونی

 

 

  R ضریب تبیین (R-squar) ضریب تبیین تصحیح شده خطای معیار برآورد
۱ ۰/۲۲۵ ۰/۰۵۱ ۰/۰۴۸ ۰/۴۸۷۶۹

جدول ارائه شده ذیل جدول تحلیل واریانس یا ANOVA نام دارد در این جدول با استفاده ازآزمون فیشر توانایی مدل مورد بحث و آزمون قرار گرفته است:

جدول ۴-۶ جدول تحلیل واریانس

 

 

  مجموع مربعات df میانگین مربعات F Sig.
۱ رگرسیون ۴/۹۸۷ ۱ ۴/۹۸۷ ۲۰/۹۶۷ ۰/۰۰۰
باقیمانده ۹۳/۷۱۱ ۳۹۴
نظر دهید »
بررسی تاثیر متقابل عوامل مدیریت زنجیره تامین و مدیریت ارتباط با مشتری- قسمت ۱۳
ارسال شده در 22 مهر 1400 توسط مدیر سایت در بدون موضوع

۲- شرکت تغییرات در محیط را می پذیرد.
ط) پایش: در طول اجرای پروژه، تیمی شاخصهایی که در مرحله مدیریت پروژه اولیه مشخص شده است پایش می نماید و فعالیت را از نتیجه ناموثر که ممکن است اتفاق بیفتد دور می نماید. ابزار کنترل این پایش را انجام می دهد در این کنترل از انواع مختلف شاخصهای موفق برای پایش هر فعالیت استفاده می شود.
پایان نامه - مقاله

۲-۲۴- پیشینه تحقیق:

تا به حال درباره مدیریت زنجیره تامین و مدیریت ارتباط با مشتری تحقیقات زیادی انجام شده است که بخشی از تحقیقات داخلی انجام شده تاکنون در اینجا ذکر خواهد شد.
تحقیقی با عنوان: ارائه یک مدل تصمیم گیری چندمعیاره برای انتخاب بهترین تامین کنندگان در زنجیره تامین با تلفیق فرایند تحلیل سلسله مراتبی و برنامه ریزی آرمانی (مطالعه موردی صنایع خودروسازی) توسط غلام حسین سلیمانی شیری در سال ۱۳۸۸ انجام گردید. در این تحقیق ارتباط ویژگی های محصول با استراتژی زنجیره تامین مورد بررسی قرار گرفته است و از معیارهای عملکردی سطح یک مدل مرجع عملیاتی زنجیره تامین به عنوان معیار تصمیم گیری استفاده شده است. همچنین از روش های تصمیم گیری چند معیاره مبتنی بر فرایند تحلیل سلسله مراتبی و برنامه ریزی آرمانی برای در نظر گرفتن عوامل کمی و کیفی در انتخاب تامین کننده استفاده شده است.
همچنین در سال ۱۳۸۸ توسط محمدرضا طبیبی, نادر مظلومی مقاله ای با عنوان: « ارائه مدلی به منظور تجزیه و تحلیل، گزینش و اجرای راهبرد زنجیره تامین کسب و کار » ارائه شد. در این مقاله این ساختار علمی مدیریتی با دو ویژگی بارز و عمده زنجیره تامین و مدیریت راهبردی تحت عنوان مدیریت راهبردی زنجیره تامین از ساختار سنتی تبیین می شود. بدین منظور مولفه های مدل مدیریت راهبردی و روابط میان آن ها از دیدگاه جامعه آماری یعنی مدیران کسب و کارهای کشاورزی فعال در بورس کالایی کشاورزی تهران، شناسایی، غربال سازی و با روش معادلات ساختاری تحلیل شده است. بر اساس نتایج مشخص می شود، با این که مدیران به بیشتر متغیرهای شناسایی و تبیین شده مدیریت راهبردی توجه دارند، ولیکن از رابطه میان آن ها و نحوه استفاده از آن آگاه نیستند. در نهایت مدل مدیریت راهبردی ارائه شده در این مقاله راه گشای آنان خواهد بود.
تحقیقی باعنوان :« ارائه روشی برای اندازه گیری چابکی زنجیره تامین با بهره گرفتن از ترکیب تئوری گراف، رویکرد ماتریسی و منطق فازی » توسط احمد جعفرنژاد, علی محقر, مریم درویش, مهرداد یاسایی در سال ۱۳۸۹ انجام شد. در این مقاله نویسندگان ابتدا به اهمیت و ضرورت چابکی زنجیره تولید می پردازند به نظر آنها، برای محیط همیشه در حال تغییر این دوران، چابکی زنجیره تامین عاملی است حیاتی که بر رقابت پذیری سازمان ها اثرگذار می باشد. به منظور ایجاد یک زنجیره تامین چابک ابتدا لازم است معنای زنجیره تامین چابک روشن گردد، چرا که چابکی مفهومی بسیار وسیع ودارای ابعاد متفاوتی می باشد که جنبه های مختلفی از سازمان را در بر می گیرد. به طورکلی، با وجود اینکه در رابطه با چابکی تحقیقات زیادی انجام گرفته است، ولی به نسبت، مفهوم چابکی در زنجیره تامین چندان مورد بررسی قرار نگرفته است. چنین وضعیتی نیاز به تکنیکی جهت اندازه گیری چابکی زنجیره تامین را مشخص می سازد. هدف این مقاله ارائه تکنیکی برای اندازه گیری چابکی زنجیره تامین است، این تکنیک ترکیبی از تئوری گراف و رویکرد ماترسی با منطق فازی و مدلسازی ساختار یافته مفهومی می باشد. تکنیک مذکور در یک مطالعه موردی به کار گرفته شده است و موانع اصلی چابکی زنجیره تامین در این مطالعه موردی شناسایی شده اند.
در سال ۱۳۸۴ مقاله ای با عنوان :« مدیریت زنجیره تامین و پشتیبانی تکنولوژی اطلاعات» توسط علیرضا پویا ارائه گردید. به نظر نویسنده، برای اداره صحیح زنجیره تامین لازم است تا نسبت به خدمات عالی به مشتریان، هـزینه های پایین و زمان چرخه کوتاه اطمینان حاصل کنیم. زنجیره های تامین دارای انواع مختلفی هستند که می توان از مهمترین آنها به «ساخت یکپارچه برای ذخیره کردن»، «پس از تخلیه پرکردن به طور مستمر»، «ساخت برمبنای سفارش» و «مونتاژ کانالی» اشاره کرد. اداره زنجیره تامین با وجود عدم اطمینان در تقاضا و تامین و نیاز برای هماهنگی بین چندین فعالیت تجــــاری شرکاء مشکل است. از اصلی ترین این مشکلات می توان از «اثر شلاق چرمی» و «ذخیره فریبنده» نام برد. راه حلهایی برای مشکلات زنجیره تامین وجود دارند که از آن جمله می توان به «ادغام عمودی»، «موجودی مناسب»، «استراتژی های کاهش عدم اطمینان محیطی» و استفاده از «تکنیک ها و فنون مناسب برنامه ریزی و تولید» اشاره کرد. فناوری اطلاعات نیز با پشتیبانی از راه حلهای ارائه شده گام موثری در حل مشکلات مذکور برداشته است. دومین شکل کمک فناوری اطلاعات از زنجیره تامین به وسیله کارکرد تجارت الکترونیک است که آن را ازطریق خودکارکردن فرایندها و یکپارچه کردن فعالیتهای اصلی شغل تجاری به وسیله یک ساختار الکترونیکی فراهم آورده است. اما اجرای سفارش نیز در تجارت الکترونیک به دلیل نیاز به حمل بسته های کوچک کالا برای مشتریان زیاد مشکل است که این مشکل ازطریق راه حلهایی همانند تحویل درهمان روز و حتی همان ساعت و انبارهای خودکار قابل حل است.
در سال ۱۳۸۳ مقاله ای با عنوان : «زنجیره های تامین» توسط فرهاد متین نفس ارائه و تدوین شد. نویسنده در این مقاله به تشریح این موضوع پرداخته است که چگونه فناوری اطلاعات نقش محوری را در توسعه عملکرد و موفقیت سازمانهای مجازی ایفا می کند و سیستم های اطلاعاتی باعث ارتباط و ترکیب طراحی قابل برنامه ریزی محصول و تولید آن با فعالیتهای طراحی و فرایند تولید می گردد. وی همچنین نوع فناوری اطلاعاتی موردنیاز برای هماهنگی درون سازمانی و بیرون سازمانی را موردبحث قرار می دهد.
همچنین تحقیقی با عنوان « بررسی سیستم مدیریت ارتباط با مشتری در نظام  بانکی ایران» در سال ۱۳۸۹ توسط علیرضا شهرکی؛ محسن چهکندی و علیرضا ملاشاهی انجام شد. در این تحقیق سعی بر آن شده است که نقش مدیریت ارتباط با مشتری در بانکهای ایران و نقاط ضعف، قوت، اهداف و همچنین اثرات اجرایی نمودن آن و نقش محوری مشتری به عنوان رکن اساسی وحیاتی برای سرپا نگاه داشتن بانک مورد مطالعه و بررسی قرارگیرد و در پایان پیشنهاداتی برای اصلاح و بهبود کیفیت خدمات در بانک ارائه شده است.

۲-۲۵- مدل مفهومی :

با توجه به تحقیقات انجام شده در ارتباط با دو مفهوم مدیریت ارتباط با مشتر ی و نیز مدیریت زنجیره تامین معلوم شد که تحقیقات انجام شده هر یک از مفاهیم عنوان شده را در یک شرکت یا سازمان بصورت جداگانه مورد بررسی قرار داده اند، بطور مثال شیری در سال (۱۳۸۸)به بررسی ارتباط ویژگی های محصول با استراتژی زنجیره تامین مورد پرداخت و از معیارهای عملکردی سطح یک مدل مرجع عملیاتی زنجیره تامین به عنوان معیار تصمیم گیری استفاده کرده است. همچنین طبیبی و مظلومی(۱۳۸۸) به بررسی ساختار علمی مدیریتی با دو ویژگی بارز و عمده زنجیره تامین و مدیریت راهبردی پرداخته اند. جعفرنژاد و دیگران (۱۳۸۹) به بررسی ضرورت چابکی زنجیره تولید می پردازند به نظر آنها، برای محیط همیشه در حال تغییر این دوران، چابکی زنجیره تامین عاملی است حیاتی که بر رقابت پذیری سازمان ها اثرگذار می باشد. به منظور ایجاد یک زنجیره تامین چابک ابتدا لازم است معنای زنجیره تامین چابک روشن گردد.
پویا (۱۳۸۴ ) به بررسی ارتباط متقابل مدیریت زنجیره تامین و پشتیبانی تکنولوژی اطلاعات می‌پردازد. متین نفس (۱۳۸۳) به این موضوع پرداخته است که چگونه فناوری اطلاعات نقش محوری را در توسعه عملکرد و بررسی سیستم مدیریت ارتباط با مشتری در نظام  بانکی ایران دارد. شهرکی و سعی می‌کنند تا نقش مدیریت ارتباط با مشتری در بانکهای ایران و نقاط ضعف، قوت، اهداف و همچنین اثرات اجرایی نمودن آن و نقش محوری مشتری به عنوان رکن اساسی وحیاتی برای سرپا نگاه داشتن بانک مورد مطالعه و بررسی قراردهند.
تاکنون تحقیق مشابهی که به بررسی ارتباط متقابل ابعاد مختلف مدیریت زنجیره تامین و مدیریت ارتباط با مشتری بپردازد انجام نشده است لذا با عیان ساختن ابعاد مختلف مدیریت ارتباط با مشتری و نیز مدیریت زنجیره تامین در این پژوهش سعی شده است با بهره گرفتن از مدلسازی معادلات ساختاری ارتباط متقابل ابعاد مفاهیم یاد شده مورد بررسی و مطالعه قرار گیرد. همانگونه که در شکل ۲-۱۰ مشاهده می‌شود مدیریت ارتباط با مشتری دارای چهار بعد حفظ و مراقبت از مشتری، درک نیازهای مشتریان، ایجاد ارزش برای مشتریان،مشتری‌محوری، مشتری‌گرایی است و مدیریت زنجیره تامین نیز از ۴ بعد کارآیی، یکپارچگی، پاسخگویی و اعتماد تشکیل شده است در این پژوهش ارتباط متقابل اجزای مدل مفهومی مورد مطالعه قرار می‌گیرد.
کارآیی
حفظ و مراقبت از مشتری
درک نیازهای مشتریان
یکپارچگی
مدیریت زنجیره تامین
مدیریت ارتباط با مشتری
ایجاد ارزش برای مشتریان
پاسخگویی
مشتری‌محوری
اعتماد
مشتری‌گرایی
شکل ۲-۱۰ مدل مفهومی پژوهش
فصل سوم
روش تحقیق

۳-۱- مقدمه:

در این بخش از پژوهش روش جمع آوری و تحلیل داده ها و چگونگی یا شیوه اجرای پژوهش معرفی می‌شود. از آنجایی که خوانندگان پژوهش از طریق خواندن این بخش با نحوه انجام پژوهش آشنا می شوند، لازم است تمامی اجزای ضروری در اینجا توضیح داده شوند. در واقع این بخش دو هدف را دنبال می‌کند:
۱- پژوهشگران دیگر با مطالعه این بخش ، اگر بخواند، آن پژوهش را به دقت و با رعایت کلیه جزئیات تکرارکنند. ۲– خوانندگان قادر باشند، از طریق مقایسه نتایج پژوهش با بخش روش، اعتبار نتایج را مورد داوری قرار دهند(سیف،۲۹،۱۳۸۹). بنابراین ، در این فصل همه مراحل و اجزای ضروری روش پژوهش تشریح می شود. مک برونی (۱۹۹۰) گفته است، بخش روش قلب پژوهش است، و بسیاری از پژوهشگران ابتدا این بخش را می نویسند.

۳-۲-روش تحقیق:

این پژوهش از نوع تحقیقات توصیفی کاربردی است. از آنجایی که ویژگیهای جامعه مورد مطالعه را از طریق پیمایش ارزیابی می نماید، لذا تحقیق حاضر یک تحقیق توصیفی از نوع پیمایشی است که در آن محقق بدون دستکاری جامعه آن را به صورت هدف قرار داده و پس از جمع آوری داده های مورد نیاز با بهره گرفتن از تکنیک مدلسازی معادلات ساختاری[۴۵] به تجزیه و تحلیل عوامل پرداخته است. بنابراین روش تحقیق در این مطالعه، روش پیمایشی است. در روش پیمایشی با بهره گرفتن از پرسشنامه به جمع آوری داده ها و اطلاعات مورد نیاز درباره متغیر ها ی تحقیق پرداخته می شود . بطور مصطلح پیمایش یکی از روش های تحقیق اجتماعی است که در آن اعضای جامعه آماری به پرسشهایی در مورد موضوع مورد مطالعه تحقیق، پاسخ می‌دهند. آنها این کار را یا از طریق پرکردن پرسشنامه‌ای که در اختیار آنها قرار می‌گیرد و یا شفاهاً از طریق مصاحبه انجام می‌دهند. فلذا روش تحقیق پیمایشی از روش های کمی است نه کیفی. مشخصه پیمایش، مجموعه ساخت‌مند یا منظمی از داده‌هاست که آن را ماتریس متغیر بر حسب داده‌های موردی می‌نامیم. بدین معنا که اطلاعاتی درباره متغیرها با خصوصیات یکسان، دست کم دو مورد، جمع‌ آوری می‌کنیم و به یک ماتریس داده‌ها می‌رسیم. به عبارت دیگر؛ صفت یا ویژگی هر دو مورد را بر حسب متغیر گردآوری می‌کنیم و با کنار هم گذاشتن این اطلاعات به مجموعه ساخت‌مند یا مستطیلی از داده‌ها می‌رسیم»( دواس، دی ای،۱۳و۱۴،۱۳۸۳).

۳-۳- روش‌ جمع‌ آوری اطلاعات

روش های جمع آوری اطلاعات مورد نیاز در این تحقیق به دو دسته تقسیم می شود:
۱) روش های کتابخانه‌ای ۲) روش های میدانی

۳-۳-۱- روش های کتابخانه‌ای

روش های کتابخانه‌ای در تمامی تحقیقات علمی مورد استفاده قرار می‌گیرد،در تحقیقاتی که ماهیت کتابخانه ای دارند، در این مطالعه بخشی از اطلاعات و داده های مورد نیاز بطریق کتابخانه ای و با بهره گرفتن از متون و مقاله های علمی گردآوری گردید، خصوصاً اطلاعات مورد نیاز برای بخش ادبیات نطری و پیشینه تحقیق با بهره گرفتن از این روش بدست آمد.

۳-۳-۲- روش های میدانی

روش های میدانی به روشهایی اطلاق می شود که برای جمع آوری اطلاعات، محقق ناگزیر است به محیط بیرون برود و با مراجعه به افراد با محیط، و نیز برقراری ارتباط مستقیم با واحد تحلیل یعنی افراد، اعم از انسان، مؤسسات و غیره، اطلاعات مورد نظر خود را جمع آوری کند. با توجه به موارد فوق اطلاعات و داده های مورد نیاز برای مدلسازی معادلات ساختاری با بهره گرفتن از پرسشنامه و ارائه آن به کارکنان بخشهای مختلف شرکت فولاد اسفراین جمع آوری گردید.

۳-۴- جامعه آماری و نمونه آماری:

جامعه آماری این تحقیق، شامل مدیران و کارکنان بخشهای مختلف شرکت فولاد اسفراین است.

۳-۴-۱- خلاصه ای از وضعیت شرکت فولاد اسفراین

تاریخچه اصلی طرح مجتمع اسفراین به قبل از انقلاب باز میگردد. مطالعات و بررسیهای کارشناسی توسط مشاورین وقت و مصوبات نیمه اول دهه پنجاه در شورای اقتصاد بیانگر نیاز مبرم نظام صنعتی کشور در آن سالها به ایجاد صنایع ملی و مادر خصوصاً در زمینه صنایع تولید کننده ماشین آلات صنعتی، به منظور توسعه صنعتی کشور و کاهش وابستگی این گونه صنایع به خارج از کشور می باشد.
در راستای هدف مذکور و بر اساس مطالعات کارشناسان داخلی و خارجی، سازمانها و تشکیلاتی جهت توسعه صنایع کشور ایجاد گردیدند.  از جمله نهادهای تأسیس شده بر پایه تفکر مزبور “ بنیاد صنعتی اسفراین ” بود که بر اساس موافقتنامه های متبادله طرح با سازمان برنامه و بودجه در سال ۱۳۵۴ بایستی صنایعی چون ذوب و قطعه ریزی ( فولادی، چدنی و آلیاژهای غیر آهنی )، ذوب و شمش ریزی، آهنگری( با قالب باز و بسته )، ماشینکاری، عملیات حرارتی و تکمیل محصول در منطقه ای مجاور ایستگاه راه آهن اسفراین احداث و در نهایت کارخانه ساخت ماشینهای سنگین تحت عنوان طرح “ بنیاد عظیم صنعتی اسفراین ”با همکاری و پشتیبانی کشور شوروی سابق شکل می گرفت. اجرا این طرح به دلیل نیاز به بودجه عظیم ارزی در آن سالها قرار بود از طریق فروش بلند مدت گاز به کشور شوروی سابق تحقق پذیرد.  اما این طرح بدلیل تغییر و تحولات ناشی از انقلاب اسلامی متوقف و دوره سکوت و رکود خود را در پیش گرفت، در فرصتهای مناسب پیش آمده بعد از انقلاب، ادامه اجرای طرح مذکور بدلایلی میسر نگردید.
ولی بالاخره در اثر مطالعات و بررسیهای بعمل آمده، بنحوی پی گیری و مورد تجدید نظر اساسی قرار گرفت. در سیاست گذاری جدید قرار بود طرح متمرکز قدیم ساخت ماشینهای سنگین، به صورت طرح های کوچکتری به مقتضای نیاز هر منطقه از کشور به اجرا در آید که یکی از مهمترین آنها “ ماشین سازی کرمان ” ، برای ساخت ماشین آلات و تجهیزات معدن بود که در سال ۱۳۶۱ مطالعات و بررسیهای فنی و اقتصادی آن به مشاور واگذار گردید. متعاقب این اقدام، ۳۷ نفر از نمایندگان استان خراسان طی درخواستی از نخست وزیر وقت در سال ۱۳۶۷ مصادف با آغاز تدوین برنامه پنج ساله اول خواستار و پی گیر اجرای طرح اسفراین شدند.
در این اثنا لزوم تولید قطعات صنعتی سنگین و همچنین ضرورت توسعه کشور در زمینه صنایع سنگین موجب گردید. که نقش حیاتی ایجاد صنایعی چون صنعت ریخته گری و آهنگری در توسعه صنایع سنگین کشور محرز وباجامعیت بخشیدن به طرح قبلی، طرح جدیدی تحت عنوان “ طرح ایجاد کارخانه ریخته گری و آهنگری قطعات سنگین ” پیشنهاد گردد. که پس از بررسیهای فنی و اقتصادی بعمل آمده طرح مذکور در کلیه مراجع قانونی ذیربط تصویب و موضوع توسط ریاست محترم مجلس شورای اسلامی وقت برای بار دوم در پروتکل همکاری های صنعتی فی مابین ایران و شوروی سابق در سال ۱۳۶۸ مطرح گردید . به علت عدم توفیق در اجرا طرح در چار چوب این پروتکل بدلیل فروپاشی شوروی، در ادامه اجراء طرح با بهره گرفتن از همکاری سایر کشور های تأمین کننده ماشین آلات در سال ۱۳۶۹ با اعتباری بالغ بر ۵۱ میلیارد ریال ( ۳۰۰ میلیون دلار بعلاوه ۳۰ میلیارد ریال ) به تصویب مجلس شورای اسلامی رسید. بر اساس مصوبه مورخ ۱۰/۱۰/۱۳۶۹ شورای اقتصاد، محل اجرا طرح شهر اسفراین تعیین و در تاریخ ۲۹/۹/۱۳۷۰ با پیگیریهای مجری وقت طرح عملیات اجرائی مرکز آموزش ( مرکز فولاد فعلی ) در داخل محدوده شهر اسفراین و ساختمانهای صنعتی طرح در محل سایت کارخانه واقع در کیلومتر ۱۰ جاده اسفراین - بجنورد آغاز شد.
وضعیت موجود شرکت
با توجه به اهداف طرح ایجاد کارخانه ریخته گری و آهنگری قطعات سنگین ، در طرح اولیه بخش های تولیدی و جنبی متنوعی نظیر ذوب و قطعه ریزی (فولادی،چدنی و آلیاژهای غیرآهنی) ، ذوب و شمش ریزی، آهنگری (قالب باز و قالب بسته) ، ماشینکاری، عملیات حرارتی و تکمیل محصول، برای طرح در نظر گرفته شده بود.
اما در بازنگری های بعدی با توجه به نظر سازمان مدیریت و برنامه ریزی کشور، کل طرح به پروژه های آهنگری شعاعی و مرکز فولاد ، پرس سنگین و ذوب و ریخته گری، ماشینکاری و عملیات حرارتی تقلیل یافت.
مرکز فولاد (مرکز آموزش) طراحی و اجرای مرکز فولاد ، براساس تامین نیروی انسانی طرح ، ارتقاء دانش فنی کارکنان در دوران بهره برداری و فراهم آوردن زمینه ای برای پژوهش به منظور جذب تکنولوژی و ارتقاء کمی و کیفی تولید فولادهای آلیاژی انجام شد. این مرکز در زیربنای ۲۸۰۰۰ مترمربع ساخته شد و در حال بهره برداری است. ظرفیت تولید این مرکز ۳۰۰۰ تن شمش فولادی و ۲۰۰۰ تن قطعات آهنگری شده در سال می باشد.کارگاهها و آزمایشگاههای عمده این مرکز عبارتند از :

نظر دهید »
روشی-برای-ارزیابی-عملکرد-واحدهای-تصمیم گیری-مبتنی-بر-تحلیل-پوششی-داده ها-و-وزن های-مشترک- قسمت 22
ارسال شده در 22 مهر 1400 توسط مدیر سایت در بدون موضوع

EAD

 

 

 

B

 

EBA

 

EBB

 

EBC

 

EBD

 

 

 

C

 

ECA

 

ECB

 

ECC

 

ECB

 

 

 

D

 

EDA

 

EDB

 

ECD

 

EDB

 

 

 

و در نهایت برای بدست آوردن امتیاز کارایی واحدها، میانگین ستون­های ماتریس کارایی متقاطع با حذف عناصر روی قطر اصلی (یعنی Ekk) که همگی برابر با یک هستند محاسبه می­ شود و رتبه ­بندی انجام می­گیرد، بدین صورت که واحدی که دارای میانگین بیشتری باشد، رتبه بهتری را به خود اختصاص می‌دهد.
پایان نامه - مقاله - پروژه

رابطه 2-13
3-5-3-2- تحلیل پوششی داده‌ها وزن‌های مشترک
یکی دیگر از روش‌هایی که به منظور رتبه ­بندی واحدهای کارا مورد استفاده قرار می­گیرد، روش وزن‌های مشترک می‌باشد. مدل‌های پایه­ای تحلیل پوششی داده‌ها، باید بطور جداگانه برای هر یک از واحدهای تصمیم ­گیری نوشته و اجرا شود، تا بتوان کارایی واحدهای تحت بررسی محاسبه شود. به عبارت دیگر، چنانچه n واحد تحت ارزیابی قرار گیرند، بایستی، n بار مدل نوشته و حل گردد. این عمل باعث می­ شود که وزن‌های بدست آمده برای مجموعه ­ای از ورودی­ ها و خروجی­ها متفاوت باشد یعنی به ازای هر ورودی و یا هر خروجی، به تعداد واحدهای تحت بررسی و مدل‌های حل شده (n واحد) n وزن متفاوت بدست می ­آید، که از جمله ایرادات وارد شده به مدل تحلیل پوشششی داده‌ها می‌باشد و این سؤال را پیش می­آورد که از میان وزن‌های مختلف موجود، کدام وزن مناسب‌تر است؟ و یا اگر هدف مقایسه کارایی واحدهای تصمیم ­گیری با یک وزن برای ورودی و خروجی باشد، کدام وزن­ها مناسب خواهند بود(امیری و دیگران، 1389)؟ و حتی در برخی موارد، دادن وزن‌های متفاوت به یک عامل، غیر قابل قبول است و حتی این انعطاف­پذیری در وزن­ها، مانع از مقایسه بین واحدها بر مبنای پایه­ای مشترک می­ شود.
روش وزن‌های مشترک، روشی است که برای پاسخگویی به سؤالات و ایراد وارده به روش تحلیل پوششی داده‌ها، ایجاد شده است. این ‌روش برای اولین در سال 1990 توسط کوک و همکارانش[114] ارائه گردید (کوک و دیگران، 1990). در روش وزن‌های مشترک، با بهره گرفتن از مدل و روش‌هایی، وزن‌هایی برای ورودی و خروجی­های واحدهای تحت ارزیابی محاسبه می­ شود که به عنوان مبنایی برای ارزیابی و محاسبه کارایی واحدها قرار می­گیرد، به عبارت دیگر در این‌ روش بر خلاف روش تحلیل پوششی داده‌ها که برای عاملی یکسان به تعداد واحدهای تحت بررسی وزن در نظر می­گیرد، برای عاملی یکسان، فقط یک وزن در نظر گرفته می­ شود.
هدف اصلی این ایده، ایجاد پایه و مبنایی مشترک برای رتبه ­بندی واحدهای تصمیم ­گیری با ارائه وزن‌های مشترک است (لویی و پنگ[115]، 2008.، ماکویی[116] و دیگران، 2008).
تا کنون برای محاسبه وزن‌های مشترک روش‌های گوناگونی ارائه شده است که با بهره گرفتن از برنامه­ ریزی خطی و غیرخطی، مجموعه وزن‌های مشترک را محاسبه می­نمایند. در بسیاری از روش‌های یافتن وزن‌های مشترک، ابتدا کران بالا و پایین وزن‌های ورودی و خروجی محاسبه می­ شود و سپس مجموعه وزن‌های مشترک را می­یابند. در بعضی از روش­ها، کران بالا را با گرد کردن و حذف بیشترین وزن و کران پایین را با حذف وزن‌های صفر و گرد کردن کوچک‌ترین وزن، بدست می­آورند (ساعتی، 1391).
در زیر به سه مدل از مجموعه مدل‌های ارائه شده برای محاسبه وزن‌های مشترک اشاره شده است:
1-3-5-3-2- مدل سان و همکاران (2013)
سان و همکاران در سال 2013 برای ارزیابی عملکرد واحدهای تصمیم­­گیری و رتبه ­بندی آنها، با در نظر گرفتن واحدهای مجازی ایده­آل و ایده­آل منفی[117] دو مدل معرفی می­نمایند و نشان می‌دهند که نتایج حاصل از هر دو مدل یکسان است. در مدل اول به دنبال حداقل کردن فاصله تمامی واحدها از واحد ایده­آل می­باشند با توجه به اینکه کارایی واحد ایده­آل برابر با یک در نظر گرفته می­ شود و در مدل دوم نیز مدلی مشابه مدل اول ارائه می­گردد با این تفاوت که بجای واحد ایده­آل، واحد ایده­آل منفی در نظر گرفته می­ شود.
بنا به تعریف سان و همکاران، واحد ایده آل واحدی است که از کمترین ورودی­ ها بیشترین خروجی­ها را تولید می­ کند واحد ایده­آل منفی که نقطه مقابل واحد ایده­آل قرار دارد، واحدی است که از بیشترین ورودی کمترین خروجی را تولید می­نماید. لذا با در نظر گرفتن n واحد تصمیم ­گیری که هر یک از m ورودی برای تولید s خروجی استفاده می­ کنند، ورودی­ ها و خروجی­های واحدهای مجازی بصورت زیر تعریف می­شوند:
ورودی­های واحد ایده­آل xi I = min (xij j=1,2,…n) , (i=1,2,…,m)
خروجی­ها واحد ایده­آل yr I = max (yrj j=1,2,…,n) , (r=1,2,…,s)
ایده­آل منفی ورودی­های واحد xi A = max (xij j=1,2,…n) , (i=1,2,…,m)
خروجی­ها واحد ایده­آل منفی yr A = min (yrj j=1,2,…,n) , (r=1,2,…,s)
با توجه به اینکه نتایج حاصل از هر دو مدل یکسان می‌باشد، لذا در زیر به معرفی مدل اول پرداخته می­ شود.
با در نظر گرفتن واحد ایده­آل، مدل ارائه شده بصورت مدل 2-30 می‌باشد، در این مدل کارایی واحد ایده­آل برابر با یک در نظر گرفته می­ شود و کارایی تمامی واحدهای تحت بررسی با در نظر گرفتن محدودیت یک بودن کارایی واحد مجازی ایده آل حداکثر می­ شود.
مدل 2-30

s.t

j=1,2,…,n

نظر دهید »
اثر کودهای آلی و اسید سالیسیلیک بر برخی از مواد ثانویه گیاه سرخارگل (اکیناسه)- قسمت ۲۷
ارسال شده در 22 مهر 1400 توسط مدیر سایت در بدون موضوع

ثابت کلام . م . ن. قاسمی . ۱۳۹۱ . مقایسه قدرت آنتی اکسیدانی عصاره ریشه شیرین بیان تازه و فریز شده استان لرستان . همایش سراسری گیاهان دارویی دانشگاه علوم پزشکی یاسوج . صفحه ۱۷٫
جاودانی . ز . قاسم نژاد . م . حاج نجای . ح . بخشی . د . ۱۳۹۱ . مقایسه پتانسیل قهوهای شدن میوه برخی از ژنوتیپ های سیب ایرانی جهت معرفی برای صنایع فرآوری . مجله فن آوری تولیدات گیاهی . سال ۱۲ . شماره ۱ . صفحه ۳۹ .
پایان نامه - مقاله - پروژه
جعفری مقدم .م . رضاپور . م . آروین . پ . خندان . ت . ۱۳۸۹ . مقایسه اثرات کودهای دامی و شیمیایی بر عملکرد و اجزاء عملکرد گندم . پنجمین همایش ملی ایده های نو در کشاورزی . دانشگاه آزاد اسلامی واحد خوراسگان .
جهان . م . نصیری محلاتی . م . سالاری . م . قربانی . ر . ۱۳۸۹ . اثرات زمان استفاده از کود دامی و کاربرد انواع کودهای زیستی بر ویژگی های کمی و کیفی کدو پوست کاغذی (Cucurbita pepo L.) . نشریه پژوهش های زراعی ایران . جلد ۸ . شماره ۴ . صفحه ۷۳۷ - ۷۲۶ .
حاجی مهدی پور . ه . خانوی . م . شکرچی . م . عابدی . ز . پیرعلی همدانی . م .۱۳۸۸ . بررسی بهترین روش استخراج ترکیبات فنلی موجود در گیاه سرخارگل . سال ۸ . دوره ۴ . مسلسل ۳۲ . صفحه ۱۵۲ – ۱۴۵ .
حمیدپور . م . فتحی . س . روستا . ح . ۱۳۹۲ . اثرات زئولیت و ورمی کمپوست بر ویژگی های رشدی و غلظت برخی عناصر گل اطلسی . مجله علوم و فنون کشت های گلخانه ای . سال۴ . شماره ۱۳ . صفحه ۱۰۲ – ۹۵ .
خاوری نژاد . ر . مهرابیان . ص . اسدی . ا . ۱۳۸۳ . بررسی اثر اسید سالیسیلیک بر میزان آنتوسیانین های گیاه دارویی مینای چمنی (Bellis perenis L.) آلوده به قارچ . نشریه علوم دانشگاه تربیت معلم . جلد ۴ . شماره ۳ . صفحه ۴۳۸ - ۴۲۷ .
خسروی . م. مهرآفرین . ع . نقدی بادی . ح . حاجی آقایی . ر . خسروی . ا . ۱۳۹۰ . تأثیر کاربرد متانول و اتانول بر عملکرد گیاه دارویی سرخارگل (Echinacea purpurea) در منطقه کرج . فصلنامه داروهای گیاهی . سال۲ . شماره ۲ . صفحه ۱۲۸ – ۱۲۱ .
خیرخواه رحیم آباد . ک .ک . لطفی .۱۳۹۱ . ورمی کمپوست پدیده ای شگرف .ماهنامه تحلیلی، خبری و آموزشی مهندسی کشاورزی . شماره ۴۲ . صفحه ۴۹ – ۴۴ .
دانا . ر . ۱۳۹۰ . فعالیت ضدمیکروبی گیاهان . مجله کندوکاو .دوره ۲۴ . شماره ۳ . صفحه ۳۹ -۳۶ .
درزی . م . حاج سید هادی . م . رجالی . ف . ۱۳۸۹ . تأثیر کاربرد ورمی کمپوست و کود فسفات زیستی بر عملکرد و اجزا عملکرد گیاه دارویی انیسون (Pimpinella anisum L.) . فصلنامه گیاهان دارویی و معطر ایران . جلد ۲۶ . شماره ۴ . صفحه ۴۶۵ – ۴۵۲ .
دولت آبادیان . آ . ع . مدرس ثانوی . اعتمادی .ف .۱۳۸۷٫ اثر پیش تیمار اسیدسالیسیلیک بر جوانه زنی بذر گندم (Triticum aestivum L .) در شرایط تنش شوری . مجله زیست شناسی ایران . جلد ۲۱ . شماره ۴ . صفحه ۱۲۱ – ۱۱۱ .
دهقان . ا . دشتی . ح . باقی زاده . ا . ۱۳۹۲ . اثر ضد باکتریایی عصاره اتانولی ختمی دارویی (Althaea officinalis) علیه استرپتوکوکوس پیوژنز در مقایسه با آنتی بیوتیک های رایج در شرایط آزمایشگاهی . مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان . دوره ۱۲ . صفحه ۴۷۴ – ۴۶۱ .
رضایی . ع . دل آذرع. مهاجری . د . تقی زاده جاهد . م . محمد نژاد . ص . اشرفی . ع . جارالمسجد . ح . ۱۳۸۷ .بررسی اثرات پماد عصاره (Echinacea purpurea) در مقایسه با پماد اکسید روی بعد از ترومای جراحی در پوست موش صحرایی، مطالعه هیستومتریک و هیستوپاتولوژیک. مجله علوم دارویی دانشکده داروسازی . دانشگاه علوم پزشکی تبریز. سال۱، صفحه ۵۲ – ۴۳ .
رضوانی مقدم . پ . بخشایی . س . امین غفوری . ا . خرم دل . س . ۱۳۸۸ . اثر کودهای بیولوژیکی و ورمی کمپوست بر خصوصیات کمی گیاه دارویی (Satureia hortensis) . همایش علمی توسعه صنعت گیاهان دارویی ایران . صفحه ۲۳۶ .
رضوی نیا . م . آقاعلیخانی . م . نقدی بادی . ح . ۱۳۹۱ . بررسی تأثیر کودهای آلی، شیمیایی و تلفیقی بر صفات عملکرد کمی گیاه دارویی سرخارگل (Echinacea purpurea) . همایش ملی فرآورده های طبیعی و گیاهان دارویی . بجنورد . دانشگاه علوم پزشکی خراسان شمالی . صفحه ۲۴۵ .
رفیعی . م . ناصری . ل . بخشی . د . علیزاده . ا . ۱۳۹۱ . ترکیب های فنلی و فعالیت آنتی اکسیدانی در برخی ارقام سیب ایرانی و تجاری در استان آذربایجان غربی . مجله به زراعی کشاورزی . دوره ۱۴ . شماره ۲ . صفحه ۵۵ – ۴۳ .
روستا . ف . فتوحی . ف . قائمی . ا . حیدرچی . ب . مظاهری . و . فاضلی . م . ترابی . ع . غفاری . م . ۱۳۹۱ . اثر عصاره آبی بخش هوایی گیاه اکیناسه پورپوره آ (سرخارگل) بر ایمنی زایی واکسن ژنی حامل ژن M2 ویروس آنفلوآنزا . مجله علمی دانشگاه علوم پزشکی گرگان . جلد ۱۴ . شماره ۴ . صفحه ۸۸ – ۸۲ .
روستایی علی مهر . م . میرباذل . م . حقیقیان رودسری . م . ۱۳۹۳ . اثر عصاره ی گیاه سرخارگل (Echinacea purpurea) بر عملکرد و پاسخ های ایمنی سلولی و هومورال جوجه های گوشتی در شرایط تضعیف سیستم ایمنی . مجله دامپزشکی ایران . دوره ۱۰ . شماره ۱ . صفحات ۵۸ – ۴۸ .
روغنی . م . بلوچ نژاد مجرد . ت . امیری . خ . ۱۳۸۹ . بررسی اثر ضد دردی تجویز دراز مدت فلاونوئید هسپرتین در موش صحرایی دیابتی: شواهد رفتاری . مجله علوم پزشکی مدرس : آسیب شناسی زیست شناسی . دوره ۱۳ . شماره ۲ .صفحه ۲۱ – ۱۱ .
زبرجدی . ع . معتمدی . م . طراوت . ا . اسماعیلی . ا . ۱۳۹۲ . ریزازدیادی گیاه دارویی سرخارگل () با بهره گرفتن از قطعات کوتیلدون و هیپوکوتیل . مجله پژوهش های گیاهی (مجله زیست شناسی ایران) . جلد ۲۶ . شماره ۳ . صفحه ۳۱۹ – ۳۱۱ .
زمانی باب گوهری . ج . افیونی . م . خوشگفتارمنش . ا . عشقی زاده . ح . ۱۳۸۹ . اثر لجن فاضلاب کارخانه پلی اکریل، کمپوست زباله شهری و کود گاوی بر ویژگی های خاک و عملک
رد ذرت دانه ای . مجله علوم و فنون کشاورزی و منابع طبیعی، علوم آب و خاک . سال ۱۴ . شماره ۵۴ . صفحه ۱۶۵ – ۱۵۳ .
سیبی . م.میرزاخانی . م . گماریان . م . ۱۳۹۰ . اثر تنش آبی، تنش آبی، مصرف زئولیت و اسید سالیسیلیک بر عملکرد و اجزای عملکرد گلرنگ بهاره . مجله یافته های نوین کشاورزی . سال ۵ . شماره ۳ . صفحه ۲۹۰ – ۲۷۵ .
شبانی . ل . ع . ا . احسان‌پور . ۱۳۸۸٫ القاء آنزیمهای آنتی اکسیدان، ترکیبات فنولیک و فلاونوئید در کشت درون شیشه شیرین بیان (Glycyrriza glabra L.) با بهره گرفتن از متیل جاسمونات و سالیسیلیک اسید. مجله زیست شناسی ایران . سال ۴ . شماره ۲۲ . صفحه ۷۰۳-۶۹۱ .
شریفی . م . افیونی . م . خوشگفتارمنش . ا . ۱۳۹۰ . اثر کاربرد لجن فاضلاب کارخانه پلی اکریل، کمپوست زباله شهری و کود گاوی بر قابلیت جذب آهن و روی در خاک و جذب آنها توسط ذرت، یونجه و گل جعفری در شرایط گلخانه . مجله علوم وفنون کشاورزی و منابع طبیعی، علوم آب و خاک . سال ۱۵ . شماره ۶۶ . صفحه ۱۵۳ – ۱۴۱ .
شریفی عاشور آبادی . ا . متین . ا . لباسچی . م . عباس زاده . ب . ۱۳۸۳ . تأثیر نحوه مصرف کود نیتروژنی بر عملکرد گیاه دارویی بادرنجبوئیه (Melissa officinalis) . فصلنامه پژوهشی تحقیقات گیاهان دارویی و معطر ایران . جلد ۲۰ . شماره ۳ . صفحه ۳۷۶ – ۳۶۹ .
شعبان زاده . ش . م . گلوی . ۱۳۹۰ . تأثیر محلول پاشی عناصر ریزمغذی و دور آبیاری بر ویژگی های زراعی و عملکرد سیاه دانه . مجله تنش های محیطی در علوم زراعی . جلد ۴ . شماره ۱ . صفحه ۹ – ۱ .
شکاری . ف . پاک مهر . آ . راستگو . م . صبا . ج . وظایفی . م . زنگانی . ا . ۱۳۸۹ . مجله فن آوری های نوین کشاورزی (ویژه زراعت و باغبانی) . سال ۴ . شماره ۱ . صفحه ۲۶ – ۵ .
صالحی . ا . فلوند . ا . سفید کن . ف . اصغر زاده . ا . ۱۳۹۰ . تأثیر کاربرد زئولیت، مایه تلقیح میکروبی و ورمی کمپوست بر غلظت عناصر (N,P,K)، میزان اسانس و عملکرد اسانس در کشت ارگانیک گیاه دارویی بابونه آلمانی (Matricaria chamomilla L .) . فصلنامه گیاهان دارویی و معطر ایران . جلد ۲۷ . شماره ۲ . صفحه ۲۰۱ – ۱۸۸ .
طهماسبی . س . حیدریه . ن . مهاجرانی . ح . ۱۳۹۲ . بررسی اثر عصاره زالزالک بر یادگیری احترازی غیر فعال در موش صحرائی نر نژاد ویستاره . مجله تازه های بیوتکنولوژی سلولی – مولکولی . دوره۳ . شماره ۱۲ . صفحه ۸۶ – ۷۹ .
عبدی . س . تاج بخش . م . رسولی صدقیان . م . عبدالهی مندولکانی . ب . ۱۳۹۱ . بررسی تأثیر گیاهان مختلف کود سبز بر میزان ماده آلی و نیتروژن خاک در شرایط شور . مجله پژوهش های تولیدگیاهی . جلد ۱۹ . شماره ۱ .صفحه ۱۴۴ – ۱۲۷ .
عزیزی . م . رضوانی . ف . حسن زاده خیاط . م . کنریان . ا . نعمتی . ح . ۱۳۸۷ . تأثیر سطوح مختلف ورمی کمپوست و آبیاری برخصوصیات مورفولوژیک و میزان اسانس بابونه آلمانی (Matricaria recutita) رقم (Goral) .فصلنامه گیاهان دارویی و معطر ایران . جلد ۲۴ . شماره ۱ . صفحه ۹۳ – ۸۲ .
علیشاهی . م . پورمهدی بروجنی . م .عبدی . ا . ۱۳۹۱ . مقایسه اثر برخی محرک های ایمنی و عصاره های گیاهی بر فاکتورهای رشد و مقاومت ماهی برزم در برابر استرس های محیطی . مجله دامپزشکی ایران . دوره ۸ . شماره ۴ . صفحه ۶۷ – ۵۹ .
فتحی . ق . ب . اسماعیل‌پور . ۱۳۷۹٫ مواد تنظیم کننده رشد گیاهی . اصول و کاربرد . آرتکا . ار . ان . (مولف) . چاپ سوم . مشهد . جهاد دانشگاهی مشهد . ۲۸۸ صفحه .
فضلی . ر . نظرنژاد . ن . ابراهیم زاده . م . ۱۳۹۲ . ارزیابی میزان فنل و فلاونوئید تام و فعالیت آنتی اکسیدانی پوست درختان راش، ممرز و صنوبر . نشریه جنگل و فرآورده های چوب . مجله منابع طبیعی ایران . دوره ۶۶ . شماره ۳ . صفحه ۳۴۹ – ۳۳۹ .
فهیمی . ح . ۱۳۸۷٫ تنظیم کننده‌های رشد گیاهی. ویراست ۲ . تهران: انتشارات دانشگاه تهران . ۲۱۴ صفحه .
قاسم نژاد . ع . بابایی زاده . و . ۱۳۹۰ . رشد رویشی و میزان اسید کافئیک برگ کنگر فرنگی (Cynara scolymus L.) تحت تأثیر قارج مایکوریز (Priformospora indica) . مجله پژوهش های گیاهی . جلد ۱۸ . شماره ۱ . صفحه ۱۴۰ – ۱۳۳ .

نظر دهید »
  • 1
  • ...
  • 87
  • 88
  • 89
  • ...
  • 90
  • ...
  • 91
  • 92
  • 93
  • ...
  • 94
  • ...
  • 95
  • 96
  • 97
  • ...
  • 512

روش ها و آموزش ها - ترفندها و تکنیک های کاربردی

 بازاریابی ایمیلی برای وب‌سایت
 آموزش ساخت انیمیشن با Animaker
 خرید لوازم و غذای گربه
 درآمد از طراحی کارت تبریک دیجیتال
 فروش محصولات فیزیکی آنلاین
 درآمد از عکاسی آنلاین
 راهکارهای افزایش درآمد آنلاین
 استفاده حرفه‌ای از ChatGPT
 علائم هاری در گربه
 زمان جداسازی توله سگ
 کسب درآمد از همکاری در فروش
 درمان سرماخوردگی سگ
 نگهداری سگ‌های روسی
 مهارت شنیدن در رابطه
 بیماری‌های عروس هلندی
 درمان استفراغ گربه
 آموزش Leonardo AI
 فروش مقالات علمی
 بازاریابی وابسته در بلاگ
 جذابیت بدون تغییر شخصیت
 بهینه‌سازی تجربه کاربری
 علائم غفلت در رابطه
 آموزش ابزار لئوناردو
 ابراز احساسات سالم
 درآمد از پست‌های شبکه‌های اجتماعی
 شغل‌های پردرآمد اینترنتی
 

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کاملکلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

جستجو

  • دانلود پایان نامه ارشد: رابطه بین مدیریت استعداد با یادگیری سازمانی از دیدگاه کارکنان دانشگاه بوعلی­ سینا در سال 92...
  • دانلود سمینار کارشیناسی ارشد رشته برق:بررسی روش های قرار گرفتن IP روی WDM
  • پیامدهای جنگ بر حقوق کودکان- قسمت ۶
  • بررسی اثر بخشی ارزیابی های مشاوران در زمینه هدایت تحصیلی «انتخاب رشته تحصیلی» با پیشرفت دانش آموزان دختر متوسط شهرتهران در سال تحصیلی ۹۳-۹۲- قسمت ۴
  • سمینار ارشد رشته برق الکترونیک: تشخیص گفتار از موسیقی به روش شبکه عصبی مصنوعی
  • پایان نامه تبیین تفاوت هنجارهای پنهان
  • پایان نامه ارشد:تأثیر مشاوره تحصیلی بر انگیزش تحصیلی ، هویت فردی و بهداشت روان در دانش‌آموزان متوسطه پسر شهرستان با...
  • تأثیر سیستم مالیات الکترونیکی بر میزان رضایت مؤدیان مالیاتی در اداره کل امور مالیاتی استان قم- قسمت ۱۲

پیوندهای وبلاگ

  • پایان نامه حقوق: نقش قوه قاهره
  • "پایان نامه بررسی مقایسه ای عدم تحمل بلاتکلیفی"
  • "پایان نامه بررسی روش های کاهش نیروی اصطکاك پوسته ای"
  • "پایان نامه ارشد: مقایسه کارآیی پوشش‌های کروم و کروم‌ اکسید"
  • پایان نامه ارشد: اثر تغییرات اقلیمی
  • پایان نامه ارشد رشته تجارت الکترونیک
  • "پایان نامه ارشد ادبیات فارسی: بررسی سه تیپ شخصیتی"
  • "پایان نامه ارشد : بررسی رابطه بین مدیریت كیفیت جامع"
  • بررسی رابطه نارضایتی شغلی و افسردگی
  • بررسی رابطه تعهد شغلی
  • بررسی جرایم زنان
  • اموال مثلی و قیمی
  • اشتغال بخش صنعت ایران
  • "استفاده از فضای هوایی کشور با هدف افزایش پروازهای ترانزیت"
  • مناسك عزاداری
کوثربلاگ سرویس وبلاگ نویسی بانوان