همانطور که گفته شد تقریباً تمامی ابزارهای مالی اسلامی مبتنی بر دارایی هستند. از این رو همانند اوراق مشتقه که دارایی پایه دارند و ریسک آن بر ریسک اوراق مشتقه تأثیرگذار است اوراق اسلامی نیز از ریسک دارایی پایه برخوردار هستند. تفاوت ابزارهای مالی اسلامی و اوراق مشتقه در این است که دارایی پایه اوراق مشتقه دارای استانداردهای خاصی بوده که توسط بورسهای مربوطه تعیین شده و طرفهای معامله ملزم به رعایت آنها هستند. درحالی که اوراق اجاره مبتنی بر دارایی خاصی است و استاندارد معینی بر آن حاکم نیست، دارایی پایه اوراق اجاره ممکن است استهلاکپذیر مانند ساختمان یا ماشینآلات یا استهلاکناپذیر مانند زمین باشد. درصورتی که دارایی، استهلاکپذیر باشد، نرخ و میزان استهلاک در امیدنامه که توسط ناشر منتشر میشود، به صورت دقیق آورده خواهد شد و سرمایهگذاران با اطلاع از میزان استهلاک اقدام به خرید اوراق میکنند. در این حالت دارندگان اوراق با ریسک ارزش اسقاط دارایی هنگام اتمام قرارداد مواجه هستند (درصورتی که اجاره از نوع اجاره عادی باشد). به عبارت دیگر اگر دارایی در زمان فروش (اتمام سررسید اوراق)، قیمتی کمتر از میزان پیشبینی شده در امیدنامه داشته باشد، بازدهی سرمایهگذاران کمتر از بازدهی مورد انتظار خواهد شد. همچنین درصورتی که ارزش اسقاط بیش از میزان پیشبینی شده باشد با سود مواجه میشوند. همانند سایر ریسکها، ریسک استهلاک دارایی نیز بر قیمت معامله اوراق اثر میگذارد. در صکوک اجاره عادی سرمایهگذاران مالک اصلی کالا خواهند بود. در این حالت در صورتی که ارزش دارایی در تاریخ سررسید (پایان مدت اجاره) به هر دلیل کاهش یابد آنگاه دارندگان اوراق صکوک با زیان سرمایهای مواجه خواهند شد. این ریسک را میتوان از طریق اعطای اختیار فروش به دارندگان اوراق صکوک حذف کرد. در این حالت سرمایهگذاران در مواجه با کاهش قیمت دارایی یا کاهش قیمت اوراق، از اختیار فروش استفاده کرده و اوراق را به ناشر با قیمت از پیش تعیین شده به فروش میرسانند. اعطای این اختیار فروش برای بانی ریسک کاهش ارزش دارایی و ریسک نقدینگی را در پی خواهد داشت و بانی با اعطای اختیار فروش به سرمایهگذاران در ابتدای قرارداد، خود را با این ریسکها مواجه میکند (این اثر ممکن است توسط سایر عوامل مانند کاهش نرخ تورم و … تعدیل یا تشدید شود). اگر اوراق به گونهای طراحی شوند که قرارداد از نوع اجاره به شرط تملیک باشد آنگاه سرمایهگذاران با ریسک استهلاک دارایی مواجه نخواهند بود. چون در پایان مالکیت از آن مؤسسات سرمایهپذیر خواهد بود(قلی زاده و دیگران، ۱۳۹۱: ۱۲).

(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

۲-۹-۳-۵ ریسک هزینه های غیرجاری (غیرعملیاتی)
براساس قوانین فقهی و حقوقی، هزینه های غیرعملیاتی یا هزینه های غیرجاری دارایی موضوع قرارداد اجاره، بر عهده موجر است. به عبارت دیگر موجر ملزم است هزینههایی که جهت انتفاع از دارایی لازم و ضروری است را انجام دهد. براین اساس در صکوک اجاره نیز تمامی هزینه های غیرعملیاتی بر عهده موجر (دارندگان صکوک اجاره) است. در این حالت سرمایهگذاران با ریسک هزینه های غیرعملیاتی مواجه خواهند شد. به عنوان مثال: فرض شود دارایی مورد اجاره یک هواپیما باشد، آنگاه تمامی هزینه های غیرجاری آن بر عهده سرمایهگذاران یا دارندگان صکوک خواهد بود. با فرض چنین حالتی ریسک دارندگان اوراق به شدت افزایش خواهد یافت. بنابراین دارندگان صکوک اجاره با دو ریسک مواجه خواهند بود. اول ریسک عدم اطمینان از دریافت مبلغی مشخص در زمان های از پیش تعیینشده (به دلیل کسر هزینه های غیرعملیاتی نامشخص از مبلغ اجارهبهای پرداختی) و دوم ریسک عدم اطلاع از زمان کسر این هزینه ها از اجارهبها؛ چرا که پس از انجام تعمیرات لازم روی دارایی، هزینه ها کسر شده، و مابقی به عنوان اجارهبها به دارندگان صکوک اجاره تعلق خواهد گرفت. روش پوشش این ریسک آن است که امین در ابتدای انتشار صکوک، درصدی از مبلغ را جهت انجام هزینه های احتمالی غیرعملیاتی کسر کند(قلی زاده و دیگران، ۱۳۹۱: ۱۴).
۲-۱۰ پیشینه تحقیق
۲-۱۰-۱ پیشینه داخلی
قالیبافاصل (۱۳۷۲) در پایاننامهای با عنوان"بررسی ساختار سرمایه بر ریسک سیستماتیک شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، تعداد ۲۶ شرکت را در فاصله زمانی ۱۳۷۲-۱۳۶۸ بررسی کرده است. در این تحقیق که تغییرات بازده سهام عادی شرکتهای اهرمی و شرکتهای غیراهرمی نسبت به پرتفوی بازار و با بهره گرفتن از مدل قیمتگذاری داراییهای سرمایهای^[۲۴] به منظور محاسبه ریسک سیستماتیک انجام گرفته، نشان میدهد که میانگین بتاهای شرکتهای غیراهرمی کوچکتر از میانگین بتاهای شرکتهای اهرمی میباشد. یعنی با استفاده بیشتر از اهرم (بدهی) ریسک سیستماتیک سهام شرکت در بازار بالاتر میرود. همچنین آزمونهای انجام شده به این نتیجه نائل گردیدهاند که پراکندگی بتاهای شرکتهای غیراهرمی در داخل صنعت، کوچکتر از پراکندگی بتاهای شرکتهای اهرمی درداخل صنعت میباشد. بنابراین با توجه به آزمونهای انجام شده اعتبار تئوری میلر و مودیلیانی در بازار بورس تهران به اثبات رسیده است.
قبادپور (۱۳۷۳) در پایاننامهای با عنوان “ساختار مالی و تأثیر آن بر روی سهام” ۲۶ شرکت از شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران را بین سالهای ۱۳۷۲-۱۳۶۸ بررسی کرده است. نتیجه به دست آمده نشان میدهد که ساختار مالی شرکتها، تأثیر مستقیمی در ارزش سهام شرکتها ندارد و علت آن را به این شکل عنوان نموده است که مدیران شرکتها، اطلاعات شرکتها را خصوصی قلمداد نموده و از ارائه آن حتی به محققین خودداری میکنند. به همین خاطر ارزش واقعی سهام نامشخص بوده، یک روز افزایش و روز دیگر کاهش مییابد، بدون اینکه مبنای درستی برای افزایش یا کاهش داشته باشد.
احمدپور کاسگری (۱۳۷۷) در رساله دکتری خود با عنوان “بررسی تأثیر اهرم مالی، اهرم عملیاتی و اندازه شرکت بر روی ریسک سیستماتیک” طی سالهای ۱۳۷۴-۱۳۷۰ به مطالعه آثار اهرم مالی، عملیاتی و اندازه شرکت بر روی ریسک سیستماتیک پرداخته است. در آزمون فرضیه اول این رساله، احمدپور به این نتیجه رسیده است که اهرم مالی با ریسک سیستماتیک ارتباط معنیدار دارد بدین معنی که با افزایش میزان اهرم مالی، ریسک سیستماتیک شرکت افزایش مییابد. در این رساله از نسبت بدهی به عنوان اهرم مالی و از رگرسیون خطی میان بازده سهام با بازده بازار به عنوان ریسک سیستماتیک استفاده شده است.
قربانی (۱۳۷۸) در پایاننامهای با عنوان “بررسی رابطه بین ریسک کل و اهرم مالی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار” در فاصله زمانی ۱۳۷۶-۱۳۷۱ داده های ۴۴ شرکت پذیرفته شده در بورس را که از صنایع مختلف انتخاب شده بودند؛ بررسی کرده است. وی که در یکی از فرضیات خود از معیار کل بدهیها به کل داراییها به عنوان اهرم مالی و از انحراف معیار بازده سهام به عنوان شاخص ریسک کل استفاده کرده؛ به این نتیجه رسیده است که میان اهرم مالی و ریسک کل هیچگونه ارتباط معنیدار وجود ندارد.
شکوهی (۱۳۸۰) در پایاننامهای با عنوان “بررسی تأثیر اهرم مالی بر بازده شرکتهای گروه شیمیایی بورس اوراق بهادار تهران” اطلاعات ۳۰شرکت مربوط به گروه شیمیایی را طی سالهای ۱۳۷۸-۱۳۷۳ بررسی کرده است. وی به دنبال پاسخ به این پرسش بوده است که آیا شرکتهایی که از شیوه استقراض برای تأمین مالی خود استفاده نمودهاند، به درستی از این منابع بهره جستهاند و در راستای افزایش بازده شرکت به کار گرفتهاند یا خیر؟ نتایج به دست آمده از تحقیق نشان میدهد که اهرم مالی با بازده مجموع داراییها ارتباط معنیداری ندارد. همچنین اهرم مالی با حقوق صاحبان سهام نیز رابطه معنیداری ندارد. درواقع عدم تشخیص بهینه منابع تأمین مالی شده در جهت افزایش ثروت سهامداران و در داراییهای سرمایهای مناسب باعث رد فرضیات تحقیق شده است.
در پایان نامه دیگری که توسط کریمزاده (۱۳۸۳) با عنوان ” بررسی رابطه تحلیلی بین ریسک سیستماتیک و هزینه سرمایه شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران” طی فاصله سالهای ۱۳۸۲-۱۳۷۸ انجام شده است، هیچ رابطه معنیداری بین اهرم مالی و ریسک سیستماتیک نشان داده نشده است. در این تحقیق “نسبت سود عملیاتی به سود قبل از کسر مالیات” به عنوان اهرم مالی و ضریب بتا به عنوان شاخص ریسک سیستماتیک درنظر گرفته شده است.
رزمدیده (۱۳۸۵) در پایان نامه خود که با عنوان “بررسی رابطه بازده سهام با ریسک سیستماتیک شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران” طی سالهای ۱۳۸۴-۱۳۷۷ و با بهره گرفتن از داده های سری زمانی انجام داده است، به هیچ رابطه معنیداری بین اهرم مالی و ریسک سیستماتیک نرسیده است. در این تحقیق ” نسبت کل بدهیها به حقوق صاحبان سهام” به عنوان اهرم مالی و ضریب بتا به عنوان ریسک سیستماتیک درنظر گرفته شده است.
در مقاله پژوهشی با عنوان “بررسی اثر اهرمی^[۲۵] در بورس اوراق بهادارتهران” اسمعیل ابونوری و موتمنی (۱۳۸۶) با بهره گرفتن از تئوری اثر اهرمی و بهرهگیری از الگوهای نامتقارن گارچ به بررسی تأثیر ترکیب ساختار سرمایه شرکتها بر نوسانات بازدهی سهام پرداختهاند. در این مطالعه، الگوی گارچ نمایی با بهره گرفتن از بازده روزانه بازار سهام، براساس شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی ۱۳۸۵-۱۳۷۱ برآورد شده است. طبق نتایج به دست آمده، فرضیه وجود اثر اهرمی در بورس اوراق بهادار تهران رد نمیشود.
میرزایی و دیگران(۱۳۹۰) در پژوهشی به بررسی عوامل موثر بر ریسک اعتباری اشخاص حقوقی بانک‌ها (مطالعه موردی شعب بانک ملی ایران، شهر تهران) پرداخته اند. یکی از ابزارهای لازم و موثر برای توسعه اقتصادی کشور، وجود نظام بانکی کارآمد است. در نظام بانکی ایران، تجهیز منابع و تخصیص آن در قالب تسهیلات بانکی همچنان اصلی‌ ترین وظیفه بانک‌های تجاری را تشکیل می ‌دهد. در این پژوهش با بهره گرفتن از روش رگرسیون لجستیک یک نمونه تصادفی ۴۵۵ تایی (۳۲۳ مشتری خوش‌ حساب و ۱۳۲ مشتری بدحساب) از شرکت‌های حقوقی را که در سال ۱۳۸۷ از بانک ‌ملی ایران شعب شهر تهران تسهیلات اعتباری دریافت نموده ‌اند، بررسی شدند. ابتدا ۳۹ متغیر توضیح ‌دهنده شامل متغیرهای کیفی و مالی با بهره گرفتن از روش ۵c شناسایی شده و در نهایت ۱۱ متغیر را که اثر معنا‌داری بر ریسک اعتباری و تفکیک بین دو گروه از مشتریان خوش ‌حساب و بد‌حساب داشتند، انتخاب شده و مدل نهایی به وسیله آنها برازش شد. در مدل برازش شده، معنا‌داری ضرایب، با بهره گرفتن از آماره Wald و معنا‌داری کل رگرسیون، با بهره گرفتن از آماره LR (در سطح اطمینان ۹۵ درصد)، مورد بررسی قرار گرفت. نتایج نشان می ‌دهد که بر اساس شاخص‌های آماری، این توابع از نظر ضرایب و همچنین قدرت تفکیک کنندگی معنادار بوده و اعتبار بالایی دارند.
احمدپور و دیگران(۱۳۸۴) به بررسی ارتباط اطلاعات حسابداری با ریسک بازار شرکت‌ها در ایران پرداخته اند. در این تحقیق رابطه تعدادی ا ز نسبت‌های مالی از جمله نسبت دارایی جاری به بدهی جاری ، سود خالص به حقوق صاحبان سهام ، فروش به حقوق صاحبان سهام ، بدهی به حقوق صاحبان سهام و جمع دارایی‌ها که به عنوان نمادهایی از اطلاعات حسابداری انتخاب شده اند با ریسک بازار (سیستماتیک ) شرکت‌های پذیرفته شده در سازمان بورس اوراق بهادار تهران ، مورد آزمون قرار گرفته است. فرضیه های تحقیق از طریق روش‌های آماری رگرسیون خطی ساده و چندگانه، آزمون تی استیودنت مورد آزمون قرار گرفته است. نتایج تحقیق نشان می دهد که بین اطلاعات حسابداری با ریسک بازار شرکت‌ها، رابطه معنی دار وجود ندارد. این موضوع نشان می دهد که در ایران اطلاعات تاریخی حسابداری به طور کامل در قیمت اوراق بهادار انعکاس نمی یابند. به بیان دیگر بورس اوراق بهادار تهران، از کارآیی لازم برخوردار نیست.
۲-۱۰-۲ پیشینه خارجی
بلاک، جنسن و اسکولز ( ۱۹۷۲ ) مطالعات دقیقی را روی کلیه سهام عادی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار نیویورک برای دوره زمانی ( ۱۹۲۶ تا ۱۹۶۵ ) مورد بررسی قرار دادند. رابطه بازده سهام و بازده پرتفوی بازار شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار نیویورک، با ریسک بازار مورد بررسی قرار گرفت. نتایج تحقیق نشان داد که همسویی بین ریسک و بازده اوراق بهادار وجود ندارد . به عبارت دیگر ، شرکت‌هایی که بازده سهام بالایی نداشته اند ) از ریسک بالایی برخوردار بودند . یکی دیگر از نتایج این تحقیق بیانگر این موضوع بود که مدل (S-L) توصیف کافی برای ریسک و بازده مربوط به اوراق بهادار را فراهم نمیسازد. یکی از علل تناقض در نتایج به دست آمده، خطای مربوط به محاسبه ریسک سیستماتیک است ؛ زیرا بتای سهام از روی اطلاعات تاریخی محاسبه گردیده است ؛ دلایلی وجود دارد که شک خطای محاسباتی را زیاد می کند. تغییر ساختار سرمایه، تحصیل دارایی‌های سرمایه ای، خرید سایر شرکت‌ها از جمله مواردی هستند که موجب تغییر ریسک سیستماتیک سهام می گردند ؛ به طوری که بازار متوجه تغییرات مزبور می گردد و در تصمیم گیری‌ها، مورد توجه سرمایه گذاران بالقوه و بالفعل جهت تحصیل سهام شرکت‌ها قرار می گیرد؛ ولی در محاسبه ریسک منظور نمی گردد(به نقل از احمد پور و دیگران،۱۳۸۴: ۲۰).
بلیک^[۲۶] (۱۹۷۶) و کریستی^[۲۷] (۱۹۸۲) جزء اولین افرادی بودند که به صورت تجربی به بررسی تأثیرات اهرمی بر ریسک شرکتها پرداختند. آنها در مطالعهای که بر روی شرکتهای بزرگ منطقه آمریکای شمالی داشتند، دریافتند که یک ارتباط منفی بین بازده یک سهم و نوسانپذیری قیمت آن وجود دارد که این خود ناشی از تأثیرات اهرمی است.
ون هورن^[۲۸] (۱۹۹۸) تحقیقی در رابطه با عوامل تعیینکننده ریسک سهام عادی شرکتها انجام داد. در این تحقیق تأثیر عوامل خرد نظیر اهرم مالی، سود تقسیمی و اندازه شرکت بر روی ریسک بتا، سود به درجه اعتبار سهام^[۲۹]و نسبت گردش سهام^[۳۰]هم به طور انفرادی و هم به طور همزمان برای ۲۷۸ شرکت مورد بررسی قرار گرفت. نتایج به دست آمده نشان داد که ریسک شرکت به طور مثبت با اهرم مالی و به طور منفی با اندازه شرکت و سود تقسیمی ارتباط دارد. این نتایج همگی از نظر آماری معنیدار بودند اما به هرحال قادر به تبیین مقدار زیادی از تغییرات ریسک نبودند.
والدو (^[۳۱]۲۰۰۲) نیز به نتایجی مشابه با نتایج بلک و کریستی در مورد تأثیرات اهرم رسید.
گال هیل و‌هالی^[۳۲] فیلد (۲۰۰۶) در راستای بررسی اعتبار نتایج به دست آمده از مطالعات محققین پیشین در مورد تأثیرات اهرمی، به تجزیه و تحلیل رگرسیونی از ۱۰۰ شرکت کوچک در بورس نیویورک پرداختند. آنها دریافتند که افزایش اهرم مالی، سطح نوسانپذیری ارزش حقوق صاحبان سهام را افزایش میدهد که این امر میتواند ناشی از تغییرات نرخ بهره در طول زمان باشد. همچنین آنها ادعا کردند که افزایش اهرم مالی، سطح نوسانپذیری قیمت سهام یک شرکت (به ویژه شرکتهای کوچک)را نیز افزایش میدهد که این خود میتواند ناشی از ریسک بازار (ریسک سیستماتیک) باشد.
جدول(۲-۲): پیشینه تحقیق

-۹.۷

-۱۱.۵

r=1.0-31.9

Borazine

B3LYP/6-311+G**

HF/6-311+G**

-۱.۳

-۱.۹

r=-6.7

۱-۴-۲ناهمسانگردی تاثیر پذیری مغناطیسی^[۷]:
ناهمسانگردی تاثیر پذیری مغناطیسی ^(۳۳)به صورت زیر تعریف می شود:
(۱-۱)
در این رابطه محور z به صورت عمود بر صفحه حلقه تعریف می شود. این رابطه تفاوت بین تاثیر پذیریهای دیامغناطیس خارج صفحه و میانگین تاثیر پذیریهای دیامغناطیس داخل صفحه (xy) است. کارایی این شاخص مستقل بودن از سیستم مرجع است. این شاخص به روش^[۸]CSGT محاسبه می شود^(۳۴). منفی تر بودن این شاخص نشانه خصلت آروماتیسیتی بیشتر است.
۱-۴-۳تاثیر پذیری مغناطیسی^(۳۵):
این شاخص تفاوت تاثیر پذیری مغناطیسی سیستم و یک سیستم مرجع ناشی از افزایش اتم یا پیوند است:
Λ=χ-χ (۱-۲)
این شاخص نیز به روش CSGT محاسبه می شود. منفی تر بودن این شاخص نشانه خصلت آروماتیسیتی بیشتر است.
۱-۴-۴ شاخصهای ناشی از نطریه اتم در مولکول^[۹]:
نظریه اتمها در مولکولها در شکلهای زیر برای مطالعه آروماتیسیتی به کار رفته است^(۳۶).

( اینجا فقط تکه ای از متن پایان نامه درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. )

• درجه عدم استقرار الکترون پای (DI)^[10]:Bader و همکارانش عدم استقرار چگالی π بیشتری را در هیدروکربنهای سیر نشده حلقوی نسبت به گونه های مشابه ناحلقوی پیدا نمودند.درجه عدم استقرار الکترون پای (DI) به طور کمی بر اسای این نظریه با بهره گرفتن از شاخص عدم استقرار تعیین می شود. این شاخص با انتگرال دوگانه چگالی همبستگی- تبادل حول حوزه های^[۱۱]اتمهای A و B به دست می آید. حوزه یک اتم در نظریه AIM به صورت گستره ای در فضای واقعی محدود به سطوح گرادیان شار صفر در یک چگالی الکترونی ρ® یا تا بی نهایت تعریف می شود^(۳۷) به طور کمی تعداد الکترونهای نامستقر بین A و B تعیین می شود^(۳۸).

برای مثال برای بنزن می توان نوشت:
جدول (۱-۳) درجه عدم استقرار الکترون پایبرای بنزن

E(atom)

DI

B3LYP/6-311++G**

۳.۸۱۰۲۷۴۵۳۳۲e+001

۱.۳۹۶۵۴۰۷۴۱۳e+000

• شاخص عدم استقرار پارا (PDI)^[12]: Sola و همکارانش شاخص عدم استقرار را با معیارهای آروماتیک دیگر مرتبط کردند^(۳۹). آنها یک معیاری آروماتیک موضعی نوینی را معرفی نمودند: شاخص عدم استقرار پارا (PDI) .

• Hernandez-Trujillo و Matta نیز معیار هندسی را پیشنهاد نمودند که DI را به عنوان اندازه تناوب اشتراک الکترون در نظر می گیرد.

• D₃BIA^[13] :Caio L. Firme و همکارانش معیار نوینی برای آرماتیسیتی در نظر گرفتند^(۴۰). نظریه ها بر اساس:

۱۳

۱۵

لنگرود

۱۷

۶٫۵

۷

۱۶

ماسال

۹

۳٫۵

۴

-

جمع کل

۶۱۴

–

۲۳۷

۳-۳-۲-۲روش نمونه گیری
نمونه گیری فرایند گزینش و انتخاب تعدادی از اعضای جامعه است، طوری که با بررسی نمونه، و درک خصوصیّات یا ویژگی های آزمودنی های نمونه، قادر به تعمیم خصوصیّات یا ویژگی ها به عناصر جامعه خواهیم بود (آذر، ۱۳۸۳، ص۳۹۳). بر این اساس دو نوع طرح نمونه گیری وجود دارد: نمونه گیری تصادفی و غیر تصادفی، در نمونه گیری تصادفی، اعضاء جامعه به عنوان آزمودنی های نمونه منتخب، از شانس و احتمال یکسانی برخوردارند. روشی که پژوهشگر در این تحقیق برگزیده است با توجّه به شناخت از جامعه آماری مورد بررسی نمونه گیری احتمالی (تصادفی طبقه ای) می باشد. بدین ترتیب که پژوهشگر پس از تعیین حجم نمونه، متناسب با تعداد کارکنان بانک تجارت در سراسر استان، به طور نسبی تعداد نمونه هر واحد مشخّص و سپس در هر طبقه تعداد آزمودنیهای مورد نظر به روش تصادفی ساده انتخاب شدند.
۳-۴ روش گرد آوری داده
در این تحقیق به منظور جمع آوری داده های مورد نیاز از روش میدانی استفاده شده است. از مطالعات میدانی جهت جمع آوری داده های مورد نیاز برای اجرای آزمون های آماری در بخش آمار توصیفی و استنباطی استفاده شده است.

(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

۳-۵ ابزار گرد آوری داده ها (معرّفی پرسشنامه و نحوه طرّاحی و تنظیم سئوال های آن)
محقّق به منظور دستیابی به داده های مورد نیاز جهت آزمون فرضیه ها از توزیع پرسشنامه بین کارکنان بانک تجارت استان گیلان، به عنوان ابزار اصلی استفاده نموده است.
یکی از ابزارهای رایج تحقیقات برای جمع آوری داده ها پرسشنامه می باشد. پرسشنامه مجموعه ای از پرسش هاست که در آن از پاسخ دهنده خواسته می شود نظر خود را نسبت به آنها ارائه نماید. در تحقیق حاضر نیز برای جمع آوری اطّلاعات میدانی در بین کارکنان بانک تجارت استان گیلان از پرسشنامه استفاده شده است.
ﭘﺮﺳﺸﻨﺎﻣﻪ ﻣﻮرد اﺳﺘﻔﺎده در ﺗﺤﻘﯿﻖ ﺣﺎﺿﺮ، ﺑﺮﻣﺒﻨﺎی ﯾﮏ روش ﺗﺠﺮﺑﻪ ﺷﺪه، ﺑﺮای ارزﯾﺎﺑﯽ وﺟﻮه ﻣﺨﺘﻠﻒ بانک، ﺷﮑﻞ ﮔﺮﻓته اﺳﺖ ﮐﻪ روی ﻫﻢ رﻓﺘﻪ ﺗﻌﺎﻟﯽ ﺳﺎزﻣﺎن را ﺑﺮﺣﺴﺐ ﺗﻮاﻧﻤﻨﺪی ﻫﺎ و دﺳﺘﺎوردﻫﺎی ﺳﺎزﻣﺎﻧﯽ ﺑﻪ ﻧﻤﺎﯾﺶ ﻣﯽ ﮔﺬارد. در ﭘﺮﺳﺸﻨﺎﻣه ﺣﺎﺿﺮ، ﺗﻌﺎﻟﯽ در ﺑﻌﺪ وﺳﯿﻊ درﻧﻈﺮ ﮔﺮﻓﺘﻪ ﺷﺪه و ﺻﺮﻓﺎً ﺑﻪ وﺟﻮه
ﺳﯿﺴﺘﻢ ﻫﺎی ﻣﺪﯾﺮﯾﺖ ﮐﯿﻔﯿّﺖ(ﻣﺎﻧﻨﺪ ISO9000) ﻣﺤﺪود ﻧﻤﯽﺷﻮد. اﯾﻦ ﭘﺮﺳﺸﻨﺎﻣﻪ دارای ۵۰ ﺳﻮال ﺑﺴﺘﻪ و ﻫﻢ وزن ﻣﯽ ﺑﺎﺷﺪ. ﺧﺼﻮﺻﯿّﺎت اﺻﻠﯽ و ﻣﻨﺤﺼﺮ ﺑﻪ ﻓﺮد آن در اﯾﻦ اﺳﺖ ﮐﻪ ﻫﺮﯾﮏاز ۵۰ ﺳﻮال، اﺛﺮی ﯾﮑﺴﺎن ﺑﺮ اﻣﺘﯿﺎز سازمان دارﻧﺪ. ﭘﻨﺞ ﻣﻌﯿﺎر اوّل ﮐﻪ در ﻗﺎﻟﺐ ﭘﻨﺞ ﻓﺮﺿﯿﻪ در آﻣﺪه اﻧﺪ دارای ۵۰۰ اﻣﺘﯿﺎز ﻫﺴﺘﻨﺪ ﺑﻌﻨﻮان ﻣﻌﯿﺎرﻫﺎی ﺗﻮاﻧﻤﺪﺳﺎز ﺷﻨﺎﺧﺘﻪ ﻣﯽ ﺷﻮﻧﺪ و ﭼﻬﺎر ﻣﻌﯿﺎر دوّم ﮐﻪ در ﻗﺎﻟﺐ ﭼﻬﺎر ﻓﺮﺿﯿﻪ دوّم ﮔﻨﺠﺎﻧﺪه ﺷﺪه اﻧﺪ ﻫﻢ دارای۵۰۰ اﻣﺘﯿﺎز ﻫﺴﺘﻨﺪ و ﺑﻌﻨﻮان ﻣﻌﯿﺎرﻫﺎی ﻧﺘﺎﯾﺞ ﺷﻨﺎﺧﺘﻪ ﻣﯽ ﺷﻮﻧﺪ. ﯾﮑﯽ از وﯾﮋﮔﯽ ﻫﺎی ﻓﻮق اﻟﻌﺎده و ﮐﻠﯿﺪی اﯾﻦ ﭘﺮﺳﺸﻨﺎﻣﻪ اﯾﻦاﺳﺖ ﮐﻪ ﻫﺮ ﯾﮏ از ۵۰ ﺳﻮال دارای ﺗﺎﺛﯿﺮﮔﺬاری ﯾﮑﻨﻮاﺧﺖ و ﻣﺘﻌﺎدل ﺑﺮ اﻣﺘﯿﺎزدﻫﯽ ﺳﺎزﻣﺎن اﺳﺖ. ﭘﺮﺳﺸﻨﺎﻣﻪ ﻣﺬﮐﻮر در ﻗﺴﻤﺖ ﭘﯿﻮﺳﺘﻬﺎ آورده ﺷﺪه اﺳﺖ. به منظور امتیازدهی در این پرسشنامه برای هر سوال چهار گزینه جواب در نظر گرفته شده است گزینه اول که با حرف D نشان داده شده و معادل ۰ درصد است یعنی فعّالیّتی شروع نشده است, گزینه دوم که با حرف C نشان داده شده و معادل ۳۳ درصد است یعنی پیشرفت جزیی دارد, گزینه سوم که با حرف B نشان داده شده و معادل ۶۷ درصد است یعنی پیشرفت قابل ملاحظه ای دارد و در نهایت گزینه چهارم که با حرف A نشان داده شده و معادل ۱۰۰ درصد است یعنی به طور کامل به نتیجه رسیده است و از آنجاییکه هر سوال از سهمی مساوی در ارزیابی نهایی برخوردار است پس امتیاز داده شده به هر قسمت یا کل پرسشنامه با جمع زدن درصدهای علامت خورده در هر ستون به دست می آید یعنی در محاسبه درصد دستیابی به اهداف ابتدا مجموع درصد های به دست آمده از A,B,C,D را به دست آورده و سپس تقسیم بر تعداد سوال هر معیار می نماییم. به عنوان مثال برای سنجش معیار رهبری مجموع درصدها تقسیم بر پنج می شود.
به عنوان نمونه امتیازحوزه کارکنان اینگونه محاسبه می شود:

D

C

B

A

پرسش ارزیابی

ردیف

آیا برنامه های مربوط به منابع انسانی برای مثال :استخدام ،آموزش و پرورش مستقیما از نیازمندی های برنامه های استراتژیک و اهداف استنتاج شده اند و اطمینان از توانایی دستیابی به برنامه ها و اهداف سازمانی وجود دارد؟

شکل ۴-۱: فلوچارت تولید داده های شبیه سازی پروفایل پواسون و لجستیک
۴-۳ روش LRT جهت پایش پروفایل های پواسون و لجستیک (مدل نقطه تغییر)
چنانچه پیش تر در فصل سوم شرح داده شد، روش پیشنهادی همزمان با کشف شیفت قادر است تخمین نقطه تغییر را نیز اعلام کند. در این روش که روابط ریاضی آن به طور کامل در فصل سوم شرح داده شده است، به علت حجم بالای محاسبات و طولانی بودن زمان اجرای برنامه ها، شبیه سازی ها تنها براساس تولید ۵۰۰ پروفایل در فاز دو صورت گرفته است. این قسمت ابتدا به نحوه ی استاندارد سازی آماره ی کنترل و تعیین حد بالای کنترل در روش دوم پرداخته سپس به ارزیابی و بررسی عملکرد نمودار LRT می پردازد. در پایان نتایج شبیه سازی ها همچنین فلوچارتی از مراحل طی شده در روش دوم ارائه می شود.
همان طور که در فصل سوم شرح داده شد، در مدل نقطه تغییر پس از محاسبه ی آماره ی نسبت درستنمایی، به منظور رفع مشکل عدم همسانی امید ریاضی و واریانس، از آماره ی نسبت درستنمایی استاندارد شده استفاده شده است. آن چه در این قسمت مورد بررسی قرار می گیرد نحوه ی محاسبه ی امید ریاضی و انحراف معیار آماره های LR به ازای این ۵۰۰ پروفایل می باشد که طی شبیه سازی مجزایی با مراحلی مطابق فلوچارت مندرج در شکل زیر انجام گرفته است. نحوه ی شبیه سازی به این ترتیب است که در ۱۰۰۰۰ تکرار مستقل ابتدا به ازای همه ی ۵۰۰ پروفایل آماره های LR محاسبه شده و نتایج در قالب یک ماتریس پایین مثلثی به ابعاد ۴۹۹۵۰۰ ذخیره می شود سپس امید ریاضی و انحراف معیار آماره های فوق محاسبه شده و در قالب یک ماتریس پایین مثلثی به ابعاد ۴۹۹۵۰۰ ثبت می شود.
تولید بر خط پروفایل های فاز ۲
محاسبه آماره LR از پروفای اول تا پروفایل جدید تولید شده
خیر
j<=500
بله
ذخیره نتایج مربوط به LR در یک ماتریس پایین مثلثی
=lr(T,)
T=2,….,۵۰۰ , =۱,….,T-1
تکرار شبیه سازی ۱۰۰۰۰>
خیر
بله
محاسبه ماتریس امید ریاضی و انحراف معیار بر اساس ۱۰۰۰۰ آماره LR تولید شده
شکل ۴-۲: فلوچارت شببیه سازی امید ریاضی و انحراف معیار آماره های LR
به منظور محاسبه ی حد بالای کنترل در این روش، از شبیه سازی بر اساس شاخص متوسط طول دنباله تحت کنترل بهره گرفته شده است. با فرضیات در نظر گرفته شده در این پژوهش و اجرای ۱۰۰۰ تکرار مستقل شبیه سازی، حد بالای کنترل باید به نحوی تعیین شود که مقدار شاخص برابر با ۲۰۰ به دست آید که این مهم از طریق آزمون و خطا حاصل می شود. به این ترتیب که با درنظر گرفتن مقدار مشخصی برای حد بالای کنترل، متوسط طول دنباله در ۱۰۰۰ تکرار مستقل محاسبه شده و با توجه به دقت مقدار بدست آمده برای شاخص فوق (نسبت به عدد۲۰۰)، مقدار جدیدی برای حد بالای کنترل در نظر گرفته و مجدداً مقدار شاخص محاسبه می شود و این رویه تا جایی ادامه می یابد که مقدار متوسط طول دنباله به ازای عدد درنظر گرفته شده برای حد بالای کنترل برابر ۲۰۰ شود. در این پایان نامه مقدار حد بالای کنترل با بهره گرفتن از روش فوق برای پروفایل های پواسون برابر۳٫۲۶ و برای پروفایل های لجستیک در مثال اول برابر۳٫۳۷ و در مثال دوم برابر ۲٫۹۶۵ به دست آمده است. علت این که مقدار شاخص برابر با ۲۰۰ در نظر گرفته شده این است که روش MLE شرفی و همکاران (۲۰۱۲) با روش پیشنهادی در این پایان نامه قابل مقایسه باشد. جداول زیر نتایج شبیه سازی پروفایل های پواسون و لجستیک روش LRT را با روش MLE مقایسه کرده است.

(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

جدول ۴-۱: نتایج شبیه سازی پروفایل پواسون با روش MLE (شرفی و همکاران، ۲۰۱۲)
جدول ۴-۲: نتایج شبیه سازی پروفایل پواسون با روش LRT پیشنهادی
جدول۴-۳: دقت عملکرد تخمین زننده نقطه تغییر پروفایل پواسون با روش MLE (شرفی و همکاران، ۲۰۱۲)
جدول۴-۴: دقت عملکرد تخمین زننده نقطه تغییر پروفایل پواسون با روش LRT پیشنهادی
جدول۴-۵: نتایج شبیه سازی پروفایل لجستیک با روش MLE (شرفی و همکاران، ۲۰۱۲)
با درنظر گرفتن شیفت
جدول۴-۶: نتایج شبیه سازی پروفایل لجستیک با روش LRT پیشنهادی
با درنظر گرفتن شیفت
جدول۴-۷: دقت عملکرد تخمین زننده نقطه تغییر پروفایل لجستیک با روش MLE (شرفی و همکاران، ۲۰۱۲) با درنظر گرفتن شیفت
جدول۴-۸: دقت عملکرد تخمین زننده نقطه تغییر پروفایل لجستیک با روش LRT پیشنهادی با درنظر گرفتن شیفت

۴-۱-۳- اثر متغیرها بر کشش سطحی و بین سطحی
کاهش کشش بینابینی به واسطه افزودن امولسیفایر ها یک فاکتور کلیدی در تشکیل امولسیون ها می باشد. این امر موجب می گردد تا با مقادیر بسیار کم انرژی امولسیون تشکیل گردد. هنگامی که امولسیفایر یک لایه نازک در حد فاصل بین سطوح قطرات دو فاز ایجاد نماید در حقیقت سد محکمی را در برابر چسبیدن و متراکم شدن قطرات ایجاد نموده است. همچنین قرار گرفتن امولسیفایر در حد فاصل سطوح بینابینی دو فاز پراکنده و پیوسته ایجاد واکنش قوی بین بخش هیدروفیلیک (آبدوست) امولسیفایر با فاز آبی گردیده و در نتیجه باعث کاهش شدید کشش سطحی آب می گردد.
شکل ۴-۵- تاثیر افزودن AG ,AGB, AGTو AF غلظت ۵/۰% وزنی/وزنی طی زمان برکاهش کشش سطحی در دمای ۲۵ درجه سانتی گراد- علائم : AG(●)،AGB (▲)،AGT (■)، AF(∆) و آب دایونیزه بدون صمغ (O)
شکل ۴-۶- تاثیر افزودن AG ,AGB, AGT و AF غلظت ۵/۰% وزنی/وزنی طی زمان برکاهش کشش بین سطحی در دمای ۲۵ درجه سانتی گراد. علائم : AG(●)،AGB (▲)،AGT (■)، AF(∆) و آب دایونیزه و روغن بدون صمغ (ᴏ)
شکل ۴-۷- میانگین کشش بین سطحی برای امولسیون های روغن در آب حاوی غلظت ۵/۰% وزنی/وزنی از AG ، AG، AGT و AF در دمای ۲۵ درجه سانتی گراد. A) AGB ، B) AGT، C) AF، D) AG و E) نمونه شاهد (آب و روغن بدون صمغ)

(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

همانطور که در شکل ۴-۵ ، ۴-۶ و ۴-۷ مشاهده می شود صمغ کتیرا نوع اصفهان (مفتولی)، دو جزء تشکیل دهنده آن و همچنین نوع شاهرود (خرمنی) توانایی کاهش کشش سطحی و بین سطحی را دارند. همانطور که در شکل ۴-۵ و ۴-۶ مشاهده می شود نوع شاهرود قادر است کشش سطحی و بین سطحی را بیشتر کاهش دهد در حالی که این نوع صمغ کتیرا توانایی کمتری در افزایش ویسکوزیته دارد. بنابراین بنظر می رسد صمغ کتیرا دارای خاصیت فعال سطحی می باشد و توانایی پایدار کردن امولسیون های روغن در آب را دارا می باشد.
۴-۱-۴- اثر متغیرها بر اندازه ذرات
توزیع اندازه ذرات (DSD) یک محصول امولسیونی تاثیر بسیار زیادی بر ویژگی های فیزیکوشیمیایی (رئولوژی) و حسی بطور مثال طول ماندگاری محصول، ظاهر، عطرو طعم و بافت دارد. آنالیز اندازه ذرات به طور گسترده ای به منظور پایش مجتمع شدن ذرات در طول زمان و در پی آن تعیین پایداری امولسیون ها در مطالعات متعددی مورد استفاده قرار گرفته است.
جدول ۴-۲، تاثیر غلظت، گونه (اصفهان و شاهرود)، جزء محلول و نامحلول (از نوع اصفهان) را بر پارامترهای توصیف کننده اندازه ذرات نشان می دهد. همانطور که مشاهده می شود با افزایش غلظت از ۱/۰ تا ۵/۰ % وزنی/وزنی از صمغ نوع اصفهان(AG) مقادیر میانگین قطر حجمی (D (4, 3) از ۵۹/۲۳ به ۴۹/۱۳ کاهش می یابد. به عبارت دیگر با افزایش غلظت صمغ میانگن اندازه ذرات (مبتنی بر حجم) به طور معناداری کاهش می یابد. با مقایسه نتایج آزمون های پایداری با داده های توزیع اندازه ذرات مشخص شد که در پی کاهش اندازه ذرات و هم چنین Span، پایداری امولسیون ها نیز افزایش می یابد.هم چنین با در نظر گرفتن مقادیر ۰) D (1, مشاهده می گردد که با افزایش غلظت صمغ از ۳۵/۰ به ۵/۰% وزنی/وزنی ذراتی زیر میکرون تشکیل می گردد.
جدول ۴-۲- پارامترهای توصیف کننده اندازه ذرات در امولسیون های روغن در آب ۱۰% وزنی/وزنی با افزودن غلظت های متفاوت از صمغ کتیرا نوع اصفهان (AG)، جزء نامحلول از صمغ کتیرا نوع اصفهان (AGB)، جزء محلول از صمغ کتیرا نوع اصفهان (AGT) و صمغ کتیرا نوع شاهرود (AGF) بلافاصله بعد از تولید و در روز ۳۵ بعد از تولید در صورت دو فاز نشدن و پایداری امولسیون های روغن در آب