۲۰ دقیقه ثبت LFP
تزریق PTZ به مدت یک ماه
شکل۳-۴: پروتوکل زمانی گروه۲(کنترل کیندل)از آغاز جراحی تا آخرین ثبت گرفته شده. این گروه PTZ دریافت کرده و حیوانات کیندل شده اند.
۳- گروه سوم: تمامی مراحل انجام آزمایش مشابه گروه دوم بود با این تفاوت که به جای ACSF آنتاگونیست گیرنده ی ۵-HT1A سرتونینی (WAY-100635) با غلظت ۵/۱۲ نانومولار تزریق داخل بطنی می شد، همچنین بعد از تزریق آنتاگونیست و قبل از القای LTP 20 دقیقه ثبت نیز گرفته می شد (شکل۳-۵).
۴- گروه چهارم: تمامی مراحل انجام آزمایش مشابه گروه دوم بود با این تفاوت که به جای ACSF آنتاگونیست گیرنده ی ۵-HT1A سرتونینی (WAY-100635) با غلظت ۲۵ نانومولار تزریق داخل بطنی می شد، همچنین بعد از تزریق آنتاگونیست و قبل از القای LTP 20 دقیقه ثبت نیز گرفته می شد (شکل۳-۵).
۵- گروه پنجم: تمامی مراحل انجام آزمایش مشابه گروه دوم بود با این تفاوت که به جای ACSF آنتاگونیست گیرنده ی ۵-HT1A سرتونینی (WAY-100635) با غلظت ۵۰ نانومولار تزریق داخل بطنی می شد همچنین بعد از تزریق آنتاگونیست و قبل از القای LTP 20 دقیقه ثبت نیز گرفته می شد (شکل۳-۵).
جراحی حیوان کیندل شده و ثبت fEPSP
تعیین Test Pulse
تزریق WAY-100635 12.5،۲۵و ۵۰نانومولار
القای LTP
ااااااا
۲۰ دقیقه ثبت LFP
۲۰ دقیقه ثبت LFP
تزریق PTZ به مدت یک ماه
۲۰دقیقه ثبت LFP
شکل۳-۵: پروتوکل زمانی گروه های ۳ ، ۴ و ۵(گروه های درمان کیندل) از آغاز جراحی تا آخرین ثبت گرفته شده. به این گروه ها PTZ تزریق شده و کیندل شده اند و به جای ACSF آنتاگونیست گیرنده ی ۵-HT1A سرتونینی (WAY-100635) با غلظت های ۵/۱۲ ، ۲۵ و ۵۰ نانومولار تزریق داخل بطنی شده است، همچنین بعد از تزریق آنتاگونیست و قبل از القای LTP نیز ۲۰ دقیقه ثبت گرفته شد.
۳-۸- روش تجزیه و تحلیل آماری
برای تجزیه و تحلیل آماری از نرم افزار Statistica استفاده شد. برای مقایسه غلظت های مختلف WAY-100635 بر کمیت های تشنج از آزمون ANOVA دو طرفه و پس آزمون Tukey استفاده شد. جهت نمایش اختلاف بین داده ها، با بهره گرفتن از آزمون t-غیر زوجها هر یک از کمیت های با کنترل مربوطه، استفاده گردید.
(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت nefo.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))
فصل چهارم
نتایج
۴-۱- تأیید بافت شناسی
ارزیابی بافت شناسی نشان داد که الکترودها در موقعیت خود (شکنج دندانه دار) قرار داشتند و در محل تحریک وثبت هیچ گونه آسیب بافتی مشاهده نشد (شکل ۴-۱).
الف)

شکنج دندانه دار
Bregma -2.8
ب)

شکنج دندانه دار
شکل ۴-۱ : موقعیت شکنج دندانه دار در مغز انسان.الف) نمایی از برش کرنال در ناحیه شکنج دندانه دار از اطلس پاکسینوس و واتسون[۷۷]. ب) تصویر میکروسکوپ نوری از ناحیه شکنج دندانه دار پس از رنگ آمیزی نیسل، همانطور که نشان داده شده الکترود ثبت در ناحیه گرانولی شکنج دندانه دار است.
حیوانات گروه های کیندل (گروه ۲تا۵) به مدت یک ماه توسط تزریق روز در میان PTZ کیندل شدند. به منظور ایجاد کیندلینگ، تزریق داخل صفاقی PTZ (mg/kg 37) هر ۴۸ ساعت یک بار صورت می گرفت. برای هر بار تزریق، حیوانات وزن کشی می شدند و با توجه به وزن آنها PTZ در سالین حل می شد. به دنبال تزریق PTZ مراحل تشنجی در حیوان ظاهر می شد. کیندلینگ کامل حیوان معمولا از تزریق پنجم به بعد صورت می گرفت به عبارتی دیگر در تزریق های اولیه مراحل ۱ تا ۲ و در تزریق های بعدی مراحل بالاتر تشنجی بروز می کرد.تعدادی از رت ها که مرحله ۵ با شدت بیشتر و زمان طولانی تری در آن ها بروز می کرد، تعادل خود را از دست داده و روی زمین می افتادند و بعد از زمانی کوتاه می مردند. حیواناتی که طی سه تزریق متوالی مرحله ۵ تشنج را در تزریقات PTZ به طور مکرر نشان می دادند و بعد از مدت زمانی تعادل خود را بدست می آوردند حیوان کاملأ کیندل شده نامیده می شدند و پس از رسیدن به این مرحله این اثر برای مدت طولانی شاید برای تمام طول زندگی حیوان ثابت می ماند.
حیوانات کیندل شده بدون هیچ گونه مداخله ای برای جراحی استرئوتاکسیک آماده می شدند. پس از جراحی و قرار دادن الکترود ثبت(شکنج دندانه ای) و تحریک(مسیر پرفورنت) در محل های مورد نظر، ثبت پتانسیلهای میدانی^[۱۰۳] (LFP) و تحریک تتانیک (القا LTP) انجام شد. سپس برای بررسی اثر اعمال تحریک تتانیک بر پتانسیل های میدانی در حیوانات دست نخورده (بدون تزریق PTZ) آزمایش اول طراحی شد.
۴-۲- نتایج آزمایش اول
شدت پالس آزمون برای گروه های ۱تا ۵، به ترتیب ۷/۱۶۶  ۷/۶۶۶، ۶۸/۲۸۸  ۱۳۰۰، ۴/۱۷۶  ۷/۱۴۶۶، ۶/۲۹۰±۳/۱۱۳۳ و ۳/۱۳۳±۷/۸۶۶(بر حسب میکرو آمپر) بود و آزمونANOVA یک طرفه تفاوت معنی داری را بین این کمیت نشان نداد. به عبارت دیگر تحریک پذیری سیناپسی در گروه های مختلف در شروع آزمایشها یکسان بود.
در این آزمایش از حیوانات گروه ۱(گروه غیر کیندل) به مدت ۲۰ دقیقه ثبت پایه پتانسیل های میدانی با تک پالس(LFP) انجام گردید. پس از ثبت پتانسیل های میدانی تحریک تتانیک جهت ایجاد LTP القا شد. پس از اعمال تحریک تتانیک، دوباره ثبت پتانسیل های میدانی به مدت ۲۰ دقیقه انجام گرفت.شیب پتانسیل های میدانی(fEPSP)و دامنه اسپایک های تجمعی(PS)این حیوانات قبل و بعد از القای LTP مقایسه و تاثیر آن مشخص شد.
۴-۲-۱- اثر اعمال تحریک تتانیک بر پتانسیل های میدانی در حیوانات دست نخورده(بدون تزریق PTZ)
همانطور که در بخش های پیش گفته شد؛ شیب پتانسیل های میدانی(fEPSP) و دامنه اسپایک های تجمعی(PS) این حیوانات قبل و بعد از القای LTP مقایسه شد. در این گروه تحریک تتانیک (القای (LTP، شیب پتانسیلهای میدانی(نمودار۱-۲-۴ A) و دامنه اسپایکهای تجمعی(نمودار ۱-۲-۴ B) را به طور معناداری افزایش داد(p<0.001).
نمودار۱-۲-۴ A اثر اعمال تحریک تتانیک بر دامنه اسپایک های تجمعی در گروه۱ (غیر کیندل). از حیوانات این گروه ۲۰ دقیقه ثبت LFP گرفته شد و به مدت ۲ دقیقه تحریک تتانیک جهت القای LTP اعمال شد. سپس مجددا ۲۰ دقیقه ثبت LFP انجام گرفت. بعد از القای LTP ، دامنه اسپایک های تجمعی (PS) به طور معناداری افزایش پیدا کرد p<0.001)). مقادیر به صورت میانگین ± خطای معیار میانگین و بر حسب درصد می باشند. در این گروه تعداد حیوانات ۴ سر می باشد(n=4).
نمودار۱-۲-۴ B اثر اعمال تحریک تتانیک بر شیب پتانسیل های میدانی در گروه۱ (غیر کیندل). از حیوانات این گروه ۲۰ دقیقه ثبت LFP گرفته شد و به مدت ۲ دقیقه تحریک تتانیک جهت القای LTP اعمال شد. سپس مجددا ۲۰ دقیقه ثبت LFP انجام گرفت. بعد از القای LTP ، شیب پتانسیل های میدانی(fEPSP)، به طور معناداری افزایش پیدا کرد p<0.001)). مقادیر به صورت میانگین ± خطای معیار میانگین و بر حسب درصد می باشند. در این گروه تعداد حیوانات ۴ سر می باشد(n=4).
۴-۳- نتایج آزمایش دوم
همانطور که در آزمایش اول نشان داده شد، با به کار بردن LTP، شیب پتانسیل های میدانی و دامنه اسپایک های تجمعی به طور معناداری افزایش پیدا کرد. برای اینکه مشخص شود آیا گیرنده های سروتونینی در اثر تقویتی LTP نقشی دارد یا خیر، آزمایش دوم طراحی و انجام شد. در این آزمایش، تزریق آنتاگونیست گیرنده ی ۵-HT1A سرتونینی (WAY-100635) با غلظتهای ۵/۱۲، ۲۵ و ۵۰ نانومولار به داخل بطن جانبی در گروه هایی که PTZ دریافت کرده و کیندل شده بودند(گروه۳ تا ۵)، نسبت به گروه ۲ که فقط کیندل شده بودند(گروه کنترل کیندل)، بسته به دوز دارو شیب پتانسیل های میدانی(fEPSP) و دامنه اسپایک های تجمعی(PS) بعد از تزریق آنتاگونیست و القای LTP به طور معناداری کاهش پیدا کرد.
۴-۳-۱- بررسی نقش گیرنده های سروتونین بر اثر بخشی تحریک تتانیک در حیوانات کیندل (با تزریق PTZ)
در این آزمایش از حیوانات گروه ۲(کنترل کیندل) که طی دوره یک ماهه تزریق PTZ کیندل شده بودند؛ به مدت ۲۰ دقیقه ثبت پایه پتانسیل های میدانی با تک پالس(LFP) انجام گردید. پس از ثبت پتانسیل های میدانی تحریک تتانیک جهت ایجاد LTP القا شد. پس از القای تحریک تتانیک، دوباره ثبت پتانسیل های میدانی به مدت ۲۰ دقیقه انجام گرفت.شیب پتانسیل های میدانی(fEPSP) و دامنه اسپایک های تجمعی(PS) این حیوانات قبل و بعد از القایLTP مقایسه و تاثیر آن مشخص شد.
در این گروه تحریک تتانیک (القای (LTP،شیب پتانسیلهای میدانی (نمودار۱-۳-۴ A) و دامنه اسپایکهای تجمعی (نمودار۱-۳-۴ B) را به طور معناداری افزایش داد(p<0.001).
نمودار۱-۳-۴ A اثر اعمال تحریک تتانیک بر دامنه اسپایک های تجمعی در گروه ۲(کنترل کیندل). از حیوانات این گروه که طی دوره یک ماهه تزریق PTZ کیندل شده بودند؛ ۲۰ دقیقه ثبت LFP گرفته شد و به مدت ۲ دقیقه تحریک تتانیک جهت القای LTP اعمال شد. سپس مجددا ۲۰ دقیقه ثبت LFP انجام گرفت. بعد از القای LTP ، دامنه اسپایک های تجمعی (PS) به طور معناداری افزایش پیدا کرد p<0.001)). مقادیر به صورت میانگین ± خطای معیار میانگین و بر حسب درصد می باشند. در این گروه تعداد حیوانات ۴ سر می باشد(n=4).
نمودار۱-۳-۴ B اثر اعمال تحریک تتانیک بر شیب پتانسیل های میدانی در گروه۲( کنترل کیندل). از حیوانات این گروه۲۰ دقیقه ثبت LFP گرفته شد و به مدت ۲ دقیقه تحریک تتانیک جهت القای LTP اعمال شد. سپس مجددا ۲۰ دقیقه ثبت LFP انجام گرفت. بعد از القای LTP ، شیب پتانسیل های میدانی(fEPSP)، به طور معناداری افزایش پیدا کرد p<0.001)). مقادیر به صورت میانگین ± خطای معیار میانگین و بر حسب درصد می باشند. در این گروه تعداد حیوانات ۴ سر می باشد(n=4).
در این آزمایش همچنین اثر اعمال تحریک تتانیک بر پتانسیل های میدانی در حیوانات گروه غیر کیندل(گروه۱) و کنترل کیندل(گروه۲) مقایسه شد. تجزیه و تحلیل آماری از نوع آنووا نشان داد که کمیت دامنه اسپایک(SP) و شیب پتانسیل های میدانی(fEPSP)وابسته به تحریک تتانیک است. گروه شاهد و کنترل پس از اعمال تحریک تتانیک به طور معنی داری متفاوت از یکدیگر پاسخ دادند p<0.001)) (نمودار۱-۳-۴ C)و (نمودار۱-۳-۴D).

OLS

۸۳-۱۳۶۹

بیاتی (۱۳۸۴)

۱۱

صادرات غیرنفتی و حجم نقدینگی بر بازده سهام شرکت‌های سرمایه‌گذاری تاثیر مثبت و اما شاخص قیمت مصرف‌کننده و واردات بر بازده آنها تاثیر منفی داشته است.

OLS

۸۲-۱۳۷۶

رودپشتی و همکاران (۱۳۸۴)

۱۲

در حالی که حجم پول بیشترین تاثیر را بر تغییرات قیمت سهام دارد، اثرات نرخ ارز، تراز تجاری و تولید ناخالص داخلی بر بازار سهام با بی‌اطمینانی زیادی همراه است.
شاخص کل قیمت سهام اثر معنی‌داری بر متغیرهای کلان اقتصادی ندارد، در حالی که این متغیرها بر رونق بورس تاثیر می‌گذارند. لذا از شاخص کل قیمت سهام نمی‌توان برای پیش‌بینی متغیرهای کلان مورد نظر استفاده کرد و این متغیر از یک گام تصادفی آن طور که تئوری بازارهای کارآمد پیش‌ّینی کرده است، پیروی نمی‌کند.

(( 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. ))

EG، ARDL، JJ و VECM و GC

۸۲-۱۳۷۰

آقابابایی (۱۳۸۴)

۱۳

علیت از سمت میزان نرخ رشد اعتبارات پرداختی به بخش خصوصی به سمت بازده بازار سهام وجود دارد و افزایش تلاطم در میزان اعتبارات پرداختی به بخش خصوصی باعث افزایش تلاطم در بازده بازار سهام می‌شود.
همچنین علیت از سمت نرخ رشد عرضه پول به سمت بازده بازار سهام وجود دارد و افزایش تلاطم در میزان نرخ رشد عرضه پول باعث کاهش بازده بازار سهام می‌شود.
اما بازار سهام در اقتصاد ایران کانالی برای سرایت سیاست پولی نیست.

ARCH و GARCH

۸۱-۱۳۷۰

کشاورزحداد و مهدوی (۱۳۸۴)

۱۴

متغیرهای نرخ تورم، نرخ ارز واقعی و قیمت نفت با شاخص قیمت سهام صنعت پتروشیمی یک رابطه تعادلی بلندمدت مثبت و معنی‌داری دارند.

ARDL

۸۰-۱۳۷۰

ابونوری و مشرفی (۱۳۸۵)

۱۵

شاخص تولیدات صنعتی بر روی رفتار شاخص قیمت سهام در ایران بی‌تاثیر است ولی نسبت قیمت داخل به خارج، قیمت نفت، قیمت مسکن و قیمت سکه تاثیر مثبت، و نرخ ارز و حجم پول تاثیر منفی بر شاخص قیمت سهام دارند.

ARDL

۸۲-۱۳۷۲

اسلاملوئیان و زارع (۱۳۸۵)

۱۶

در ایران بانک و بورس تاثیر قابل ملاحظه‌ای بر رشد GDP ندارند، ولی تاثیر رشد اقتصادی بر بورس، مثبت و معنادار است.
در مجموع ۱۴ کشور مورد بررسی در بخش واقعی سرمایه‌گذاری و نیروی کار، اثر کاملا مثبت و معناداری بر رشد اقتصادی دارند. در بخش پولی، اثر بانک‌ها مثبت و معنادار است. تاثیر بورس بر رشد اقتصادی هر چند مثبت است، ولی معنادار نمی‌باشد.

GC، ARDL و Panel Data

۸۲-۱۳۶۷

صمدی، نصرالهی و کرمعلیان‌سیچانی، (۱۳۸۶)

۱۷

Alloaromadendrene

۱۰/۰

۱۱/۰

α-Humulene

۰۲/۰

۰۲/۰

Valencene

۱۱/۰

۱۴/۰

Spathulenol

۳۸/۰

۳۷/۰

Widdrol

۳۸/۰

۶۴/۰

جمع

۰۹/۹۹

۰۹/۹۹

۲-۱-۱۱- اثرات ضد میکروبی گیاه آویشن شیرازی
جاویدنیا در سال ۱۹۹۷، اثرات ضد میکروبی این گیاه علیه باسیلوس سوبتیلیس، استافیلوکوکوس اورئوس، پروتئوس میرابیلیس، کلبسیلا پنومونیه، اشرشیا کلی و اثر ضد قارچی آن علیه کاندیدا آلبیکنس و آسپرژیلوس نایجر را گزارش کرد(۲۶). شادزی و همکاران، در سال ۱۹۹۶، خواص ضد قارچی آن را مورد بررسی قرار دادند که با نتایجی مطلوب همراه بود(۱۱۰).
استفاده بیش از حد از نگهدارنده­های غذایی شیمیایی که برخی از آن­ها مشکوک به اثرات سوء سرطان­زایی و تراتوژنیکی هستند و یا باقیمانده­های سمی ایجاد می­ کنند، منجر به رویکرد قابل توجه تولید کنندگان مواد غذایی به جایگزینی نگهدارنده­های شیمیایی با انواع طبیعی مانند اسانس ­های گیاهی در فراورده­های غذایی شده است. در این راستا تحقیقات متعددی بر روی خواص آنتی باکتریال این گیاه در مواد غذایی انجام پذیرفته است که تا به حال رضایت بخش بوده است. به طور مثال طبق نتایج بدست آمده از یک تحقیق، زمان رشد تاخیری استافیلوکوک طلایی با افزایش غلظت اسانس آویشن شیرازی به طور قابل توجهی افزایش یافت(۵، ۶). همچنین در مطالعه­ ای که توسط خوشبین صورت گرفت نشان داده شده که عصاره آبی و استونی آویشن دارای اثرات ضد باکتریایی بیشتری روی باکتری­ های گرم مثبت نسبت به باکتری­ های گرم منفی هستند. البته عصاره استونی نسبت به عصاره آبی اثر ضد باکتریایی قوی­تری علیه باکتری­ ها نشان داد(۱۳).
سرداری و همکاران در سال ۱۹۹۸، اثرات ضد قارچی این گیاه در کنار ۳۹ گیاه مورد بررسی قرار دادند که اثر ضد قارچی قابل توجهی در برابر قارچ­های آسپرژیلوس، کاندیدا و کریپتوکوکوس از آن گزارش شد(۱۰۶). همچنین در مطالعه دیگری که توسط دکتر امین و همکاران بر روی عصاره گیاهان ایران انجام شد اثرات ضد قارچی قوی از آن مشاهده گردید(۳۱). کرم داخل واژنی تهیه شده از آویشن شیرازی در درمان واژینیت کاندیدایی اثرات درمانی مشابه همتای آنتی­بیوتیکی خود (کرم داخل واژنی کلوتریمازول) داشت و در طول دوره درمانی مشابه، اثر درمانی آویشن مؤثرتر بود(۶۲).
اثر درمانی دهان شوی تهیه شده از عصاره این گیاه در کنترل استوماتیت آفتی عود کننده (R.A.S) در انسان قابل توجه بوده است(۷۶).
در بررسی­های اثرات ضد ویروسی، اسانس آویشن شیرازی با غلظت ۱۰۰۰۰/۱ روی ویروس HSV در محیط کشت سلولی Hela بی اثر است ولی به دلیل سمیت غلظت­های بالای ۱۰۰۰۰/۱ برای محیط کشت سلولی، بررسی اثرات غلظت­های بالاتر این اسانس بر ویروس مورد بحث، در محیط­های مناسب­تر مورد نیاز است(۷). اسید بوتلونیک نیز در عصاره آویشن شیرازی اثرات آنتی پلاسمودیومی در محیط کشت نشان داده است که در اثر تغییراتی است که در جدار گلبول­های قرمز ایجاد می­ کند که موجب مقاومت این گویچه­ها در مقابل تهاجم و رشد ارگانیسمی مانند پلاسمودیوم فالسیپاروم در محیط کشت می­ شود(۱۲۶).

(( 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. ))

در سال ۲۰۰۵ تحقیقی انجام شد و فعالیت آنتی­بیوتیکی چند گیاه دارویی بر ضد گونه­ های استاندارد استاف اورئوس، سودوموناس آئروژینوزا، اشرشیا کلی، پروتئوس میرابیلیس و فونیکولوم ولگاریس با یکدیگر مقایسه گردید. در این بررسی اسانس آویشن شیرازی با غلظت ۲٪ فعالیت آنتی باکتریال از خود نشان داد و از رشد بسیاری از کشت­ها جلوگیری نمود. همجنین مخلوط اسانس آویشن همراه با دو گیاه دیگر (Lavandula officinalis & Ferula gomosa) فعالیت ضد سوآرمینگ خوب و ماندگاری بالا داشته و می ­تواند به همین منظور مورد استفاده قرار گیرد(۷۷).
در تحقیقات دیگری مشخص شد، آویشن شیرازی به علت حضور آلفا­ـ­ پینین به میزان ۵% باعث عدم رشد سودوموناس و مشاهده هاله عدم رشد می­ شود. علت خاصیت ضد میکروبی این روغن­ها خصلت هیدروفوبیک آن­ها بوده که سبب تخریب لیپید غشاء سلولی باکتری می­ شود(۱۱۴).
۲-۱-۱۲- اثرات گیاه آویشن شیرازی بر سیستم ایمنی
در یک مطالعه که توسط خسروی و همکاران در سال ۱۳۸۳ انجام شد، اثر عصاره آویشن شیرازی بر روی سیستم ایمنی همورال، ایمنی سلولی و ایمنی ذاتی خرگوش، مورد ارزیابی قرار گرفت. در بررسی نتایج حاصل از کاربرد این ماده، ایمنی سلولی (که با آزمایش تغییر شکل لنفوسیتی مشخص گردید) و ایمنی همورال در حد مطلوب و معنی داری افزایش یافته بود که نشان می­دهد کاربرد آویشن می ­تواند به عنوان یک محرک مطلوب پاسخ­های ایمنی مورد توجه قرار گیرد(۶۸). همچنین در مطالعه دیگری نشان داده شد که کونژوگه اسانس آویشن شیرازی و گلوکاگن باعث افزایش توانایی سیستم ایمنی ذاتی و همچنین افزایش طول مدت تحریک ایمنی می­ شود. در این تحقیق مشخص گردید با تزریق mg/kg 100 به صورت داخل صفاقی و سینگل دوز به موش سوری، پس از ۴ و ۷ روز که خون آن­ها با تکنیک الایزا و کمی­لومینه سانس بررسی شد، افزایش قابل توجهی در میزان TNFα و میزان فاگوسیتها رخ داد.(۱۱۴).
در یک مطالعه اثر اسانس ­های گیاهان ایرانی شامل: Z. multiflora, G. pelargonium, Myrth ,Lemon در عملکرد سیستم ایمنی بررسی شده است. نتایج این مطالعه در حیوانات نشان داد که با تزریق زیر جلدی Z.multiflora, G. pelargonium پاسخ ایمنی سلولی به طور مشخص به آنتی ژن­های کاندیدا و میتوژن Con-A تحریک شد. در مقابل در گروه کنترل که اسانس Myrth تلقیح شده بود اثری مشاهده نشد و اسانس Lemon به طور واضح سرکوب کننده پاسخ ایمنی سلولی بود. با تزریق زیر جلدی اسانس ­های Z. multiflora, Myrth, Lemon ایمنی ذاتی که شامل کشتن و فاگوسیتوز می­باشد تحریک شد. در حالیکه تزریق آنها به تنهایی مؤثر نبود(۲۳).
۲-۱-۱۳- اثرات ضد دردی گیاه آویشن شیرازی
قربانی در سال ۱۹۹۸ در تحقیق بر روی موش­های صحرایی با بهره گرفتن از عصاره آبی این گیاه که به صورت جوشاندن در غلظت­های مختلف به دست آمده بود، اثرات ضد دردی مطلوبی در برابر دردهای مزمن مشاهده کرد. در سال ۲۰۰۰ تحقیقی مشابه، توسط حسین زاده و همکاران، روی موشهای صحرایی و سوری نشان داد که محلول آبی و اتانولی قسمت­ های له شده بخش هوایی گیاه آویشن شیرازی دارای اثرات ضد دردی و ضد التهابی هستند، که می ­تواند به واسطه گیرنده­های اپیوئیدی باشد. این عصاره واجد اثرات ضد التهابی و ضد دردی در التهابات حاد و مزن می­باشد(۶۰).
در سال ۲۰۰۳ در دانشگاه علوم پزشکی مشهد اثر ضد دردی آویشن شیرازی مورد بررسی قرار گرفت. در این مطالعه عصاره­ی هیدروالکی (متانول-آب ۹:۱) به فرکشن­های مختلف تقسیم شده و فرکشن هیدروالکلی (متانول- آب ۳:۲) که اثر ضد درد وابسته به دوز از خود نشان داد، نیز توسط سلیکاژل به ۶ جزء دیگر تقسیم گردید که سه جزء آن با دوز mg/kg 100 اثر قابل مقایسه با همان دوز مورفین نشان دادند(۹۸).
همچنین در مطالعه­ ای که توسط جعفری و همکاران در سال ۲۰۰۴ صورت گرفت اثرات ضد دردی عصاره الکلی و اسانس آویشن با هم مقایسه شدند که نتایج نشان داد اثرات ضد دردی اسانس به طور قابل توجهی بیشتر از عصاره می­باشد. در این تشخیص مشخص گردید دوز mg/kg 500 عصاره هیدروالکلی و mg/kg3/0 اسانس به صورت داخل صفاقی از خود نشان می­دهد(۶۳).
عصاره­های اتانولی و آبی قسمتهای هوایی آویشن شیرازی اثرات ضد دردی محیطی و مرکزی دارند که به ترکیبات فلاونوئیدی آن نسبت داده می­ شود. این اثر آویشن در موشهای سوری ثابت شده است(۹۸)، و می ­تواند راهنمایی در مسیر یافتن موادی خالص و طبیعی باشد که واجد اثرات بیهوش کننده می­باشند. تحقیق دیگری اثرات فوق را بر روی موش سوری و موش صحرایی تایید کرد و نشان داد تزریق داخل صفاقی، روش مؤثر در کاربرد این دارو است ولی خوراندن اسانس روغنی آویشن در ایجاد بی دردی ناموفق بوده است(۶۳).
مشاهده شده است که این گیاه می ­تواند التهاب مزمن را مهار کند؛ و چون نالوکسان عملکرد ضد درد این عصاره را مهار می­ کند لذا احتمال داده می­ شود که این عصاره از طریق رسپتورهای اوپیوئیدی عمل کند(۲).
۲-۱-۱۴-اثرات گیاه آویشن شیرازی بر ناراحتی­های گوارشی
در طب سنتی از گونه­ های مختلف آویشن در درمان ناراحتی­های مختلف دستگاه گوارش از جمله سندرم روده تحریک پذیر، که از شایع­ترین بیماری­های دستگاه گوارش است، استفاده می­ شود(۲۷).
ترکیب روغن­های اسانس حاصل از گیاه آویشن در تهیه یک چای آروماتیک برای ناراحتی­های گوارشی و به عنوان ضد نفخ و در درمان بی اشتهایی، ناراحتی­های هاضمه، بیماری­های کبدی و صفراوی (رفع زردی) بسیار مؤثر است. اسانس آویشن فرآورده ­های ضد نفخ و اثر ضد عفونی کننده قوی داشته و در عین حال کمی سمی است که این سمیت مربوط به ماده مؤثر آن “تیمول” است که در اسانس به مقدار زیاد وجود دارد. از این اسانس به صورت محلول­های الکلی گاهی در رفع برخی سوء به مقدار زیاد وجود دارد. از این اسانس به صورت محلول­های الکلی گاهی در رفع برخی سوء هضم­ها استفاده می­ شود، ولی در مواقع مصرف آن باید همواره به سمیت آن توجه کرد زیرا مقادیر کم تیمول در بعضی افراد ایجاد عوارضی می­ کند و موجب آزردگی غده تیروئید می­ شود(۲).
در تحقیقی که در سال ۲۰۰۲ در دانشکده­ی داروسازی دانشگاه علوم پزشکی تهران انجام شد، اثر عصاره­ی تام آویشن شیرازی در درمان بیماری التهابی روده (IBD) بررسی گردید و طی این تحقیق مشخص شد محلول خوراکی آویشن شیرازی با غلظتppm 600 و ۹۰۰ اثرات چشمگیری در درمان این بیماری از خود نشان می­دهد. همچنین دیده شد که غلظت ppm 900 اثری برابر با پردنیزولون از خود نشان می دهد(۸۶).
۲-۱-۱۵- اثرات گیاه آویشن شیرازی بر دستگاه تنفسی
مصرف دم کرده آویشن در مواقع سیاه سرفه و یا جلوگیری از شدت سرفه در برونشیت­های حاد و بیماری­های تنفسی دیگر مانند آنفولانزا و ذات­الریه مؤثر است(۲۷). خواص خلط­ آور این گیاه نیز که مربوط به اجزای تیمول و کارواکرول آن است، کاربرد این گیاه را در بهبود عوارض تنفسی معمول ساخته است(۵۰).

۴-۱۳ نتایج آزمون مقایسه میانگین متغیرها بر اساس تحصیلات……………………………………………. . ۱۶۸
۴-۱۴ آزمون توکی …………………………………………………………………………………………….. ۱۶۶
۴-۱۵ نتایج آزمون ضریب همبستگی پیرسون بین متغیرهای تحقیق………………………….۱۶۹
۴-۱۶ نتایج آزمون ضریب همبستگی پیرسون بین متغیرهای تحقیق……………………………………….. ۱۷۰
۴-۱۷ نتایج تأیید و رد فرضیه ها…………………………………………………………………………………. ۱۷۱
۴-۱۸ متغییرهای وارد شده به مدل……………………………………………………………………………۱۸۵
۴-۱۹ خلاصه مدل………………………………………………………………………………………………. ۱۸۵
۴-۲۰ تحلیل واریانس………………………………………………………………………………………….. ۱۸۶
۴-۲۱ ضرایب رگرسیون ……………………………………………………………………………………… ۱۸۶
فهرست نمودارها :
۲-۱ نمایی از چگونگی رشد وتوسعه تئوری سازمان ومدیریت ………………………………. ۴۸
۲-۲ سازماندهی بر مبنای وظیفه …………………………………………………………………………. ۶۸
۲-۳ سازماندهی بر مبنای نوع تولید …………………………………………………………………….. ۶۹
۲-۴ سازماندهی بر مبنای منطقه عملیاتی ……………………………………………………………… ۷۰
۲-۵ سازمان بر مبنای ارباب رجوع ……………………………………………………………………….. ۷۱
۲-۶ سازماندهی بر مبنای پروژه …………………………………………………………………………… ۷۲
۲-۷ سازمان بر مبنای ماتریس یا خزانه ای ……………………………………………………………… ۷۳
۲-۸ رابطه نفوذ قدرت ونفوذ رهبری ……………………………………………………………………… ۸۰
۲-۹ توانایی های مدیریت ورهبری………………………………………………………………………… ۸۱
۲-۱۰ سبک های رهبری یا شبکه مدیریت ……………………………………………………………… ۸۴
۲-۱۱ فرایند کنترل ………………………………………………………………………………………………….۸۹
۲-۱۲ نمودار فرایند کنترل…………………………………………………………………………………….. ۹۱
۲-۱۳ مدل ساده انواع کنترل ………………………………………………………………………………….. ۹۲
۲-۱۴ فرایند تصمیم گیری ……………………………………………………………………………………… ۱۰۶
۲-۱۵ چهارچوب نظری تحقیق ……………………………………………………………………………… ۱۳۵
فهرست پیوستها :
پیوست الف : توزیع فراوانی سوالات تحقیق (پرسشنامه الف ) …………………………………….. ۲۱۳
پیوست ب : توزیع فراوانی سوالات تحقیق ( پرسشنامه ب ) ………………………………………..۲۴۶
پیوست ج : توزیع فراوانی متغیرهای مستقل ومتغیر وابسته …………………………………………. ۲۶۳
پیوست ه : پرسشنامه ب …………………………………………………………………………………………. ۲۶۹
پیوست خ : پرسشنامه الف ………………………………………………………………………………………۲۷۰
پیوست س : جدول مورگان …………………………………………………………………………………… ۲۷۲
چکیده انگلیسی ……………………………………………………………………………………………………… ۲۷۳
چکیده :
این پژوهش به منظور(( بررسی بین ارتباط میزان آگاهی مدیران از وظایف مدیریت ونحوه تصمیم گیری آنها از دیدگاه کارکنان در مدارس شهر سیرجان )) وبرای پیگیری اهداف زیر انجام 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. ))

1. 1. تعیین سنجش آگاهی مدیران از وظایف مدیریت در مدارس شهرستان سیرجان

1. 1. تعیین نحوه تصمیم گیری مدیران در مدارس شهرستان سیرجان

1. 1. تعیین رابطه آگاهی مدیران از وظایف مدیریت ونحوه تصمیم گیری آنهااز دید کارکنان

1. 1. ارائه پیشنهادات در جهت بهبود وضعیت مدیریت مدارس شهر سیرجان

برای جمع آوری داده ها از دوپرسشنامه ( الف برای سنجش آگاهی مدیران از وظایف مدیریت وپرسشنامه ب در ارتباط با نحوه تصمیم گیری مدیران از دیدگاه کارکنان ) استفاده شد .روایی هر دوپرسشنامه از طریق اظهار نظر اساتید واعضاءمحترم هیات علمی دانشگاه آزاداسلامی سیرجان محاسبه وبرآورد گردید وپایایی آن دو پرسشنامه ازطریق آزمون آلفای کرون باخ تعیین گردید .

- حجم نمونه؛ برای هر متغیر ۵ تا ۱۰ نمونه و به­ طور کلی در مجموع تا حداکثر ۳۰۰ نمونه توصیه شده است. مثلاً اگر منظور پژوهش­گر تحلیل عاملی برای۱۰ متغیر باشد، حداقل باید یک نمونه ۵۰تایی انتخاب کند.

(( 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. ))

- شاخص رابطه؛ معمول­ترین شاخص رابطه ضریب همبستگی است. منظور از ضریب همبستگی، ضریب همبستگی پیرسون است. بدیهی است که مفروضه اصلی در محاسبه این ضریب همبستگی وجود یک توزیع دو متغیری نرمال است. چنان­چه توزیع نمرات نرمال نباشد، یا دامنه تغییر نمرات محدود باشد، عامل­ها در تحلیل عاملی کمتر مشخص می­ شود. بنابراین هرگاه ضریب همبستگی مورد استفاده قرار گیرد، بهتر است از متغیرهایی که تفاوت افراد را مشخص نمی­کند، استفاده نکرد. هرگاه رابطه متغیرها انحنایی باشد، ضریب همبستگی پیرسون نمی­تواند برآورد دقیقی از رابطه دو متغیر به­دست دهد. این حالت در مواردی که یکی یا هر دوی متغیرها به­ طور طبیعی اسمی دو ارزشی باشد، مانند مواردی که برای آنها ضریب همبستگی دو رشته­ای نقطه­ای یا فی محاسبه می­ شود، محسوس­تر است.
- مستقل بودن اندازه ­گیری؛ هر نوع وابستگی متغیرها به یکدیگر سبب بالا رفتن همبستگی بین آنها می­ شود و سبب می­ شود که این متغیرها در عامل واحدی ظاهر شود. از جمله مواردی که این وابستگی صورت می­گیرد، موقعی است که از نمرات زیرمقیاس­ها و نمره کل مقیاس در تحلیل استفاده شود (مثلاً نمره کل بهره­هوشی، نمره کلامی بهره­هوشی، نمره کلاسی بهره­هوشی و نمره عملکردی بهره­هوشی تحلیل شود). یا نمرات زیرمقیاس­ها و یا نمره کل باید در تحلیل وارد شود. مقیاس­هایی که در آنها بعضی از سؤالات یا ماده­های آزمون مشترک است، نیز وابستگی ایجاد می­ کند.
معنی­داری ماتریس
ماتریس داده ­ها برای تحلیل عاملی باید حاوی اطلاعات معنی­داری باشد، معنی­داری اطلاعات موجود در یک ماتریس از طریق آزمون مربع کای (^۲×) بارتلت^[۲۹۰] صورت می­گیرد. معنی­دار بودن ^۲× و آزمون بارتلت حداقل شرط لازم برای انجام دادن تحلیل عاملی است. در این آزمون باید آماره زیر را محاسبه کرد:
۵+p2
۶
۶
اR ا Loge [ -n]- = ^۲×
که در آن:
n = تعداد آزمودنی­ها
p = تعداد متغیرها
اRا= مقدار مطلق دترمینان ماتریس همبستگی
درجه آزادی این ^۲× برابر با است.
(۱-p)P
۲
در آزمون بارتلت فرض صفر این است که متغیرها فقط با خودشان همبستگی دارند. رد فرض صفر حاکی از آن است که ماتریس همبستگی دارای اطلاعات معنی­دار است و حداقل شرایط لازم برای انجام دادن تحلیل عاملی وجود دارد. این آزمون را آزمون کرویت^[۲۹۱] نیز گویند (سرمد، بازرگان و حجازی، ۱۳۸۵؛ به­نقل از George & Mallery, 1995, 185).
مراحل اجرای تحلیل عاملی
مقیاس­سازی با بهره گرفتن از تحلیل عامل متضمن چهار مرحله عمده است. این چهار مرحله عبارتند از:
۱- انتخاب متغیرها برای تحلیل عامل؛
۲- استخراج مجموعه ­ای از عوامل مقدماتی؛
۳- استخراج مجموعه عوامل نهایی به وسیله «دوران»؛
۴- ساختن مقیاس برای استفاده در تحلیل­های بعدی (دواس، ۱۳۸۵، ۲۵۴).
برای اجرای یک تحلیل عاملی چهار گام اساسی ضرورت دارد:
۱- تهیه یک ماتریس همبستگی از تمام متغیرهای مورد استفاده در تحلیل و برآورد اشتراک^[۲۹۲]؛
۲- استخراج عامل­ها؛
۳- انتخاب و چرخش^[۲۹۳] عامل­ها برای ساده­تر ساختن و قابل فهم­تر کردن ساختار عاملی؛
۴- تفسیر نتایج؛
تهیه ماتریس همبستگی
تهیه یک ماتریس همبستگی از تمام متغیرهای مورد مطالعه، اولین گام در تحلیل عاملی است. در تهیه ماتریس همبستگی محقق باید تصمیم بگیرد که در قطر اصلی این ماتریس عدد۱ یا عدد دیگری بگذارد. این عدد که اشتراک نامیده می­ شود، نشان­گر نسبت واریانس مشترک بین هر متغیر و عامل­ها است. مقدار اشتراک بین صفر و ۱ تغییر می­ کند. اشتراک صفر حاکی از این است که عامل­های مشترک هیچ تغییری را در متغیر خاصی تبیین نمی­کند و اشتراک۱ حاکی از این است که تمام تغییرات متغیر خاص توسط عامل­های مشترک تبیین می­ شود. به عبارت دیگر اشتراک مسـاوی۱ حاکی از این است که کل واریانس متغیرهای مشاهده­شده تحلیل عاملی می­ شود، در حالی که اگر واریانس مشترک متغیرهای مشاهده­شده و متغیرهای مکنون (عامل­ها) تحلیل عاملی شود، برآورد اولیه­ای از اشتراک باید در قطر اصلی ماتریس همبستگی قرار گیرد. یکی از روش­های معمول برای برآورد این اشتراک محاسبه مجذور همبستگی چندگانه (^۲R)، هر متغیر مستقل از روی سایر متغیرهای مستقل است. این ^۲R حد پایین برآورد اشتراک را فراهم می ­آورد. نخست این برآورد در قطر اصلی ماتریس همبستگی قرار می­گیرد و ماتریس تحلیل عاملی می­ شود. از بارهای عاملی به­دست آمده مجدداً اشتراک­های جدید محاسبه می­ شود. چنان­چه تفاوت این اشتراک­ها از اشتراک­های اولیه از مقدار ملاک (مثلاً ۰۰۱/۰) بیشتر باشد، عمل محاسبه عامل­ها و بار عاملی آنها با قرار دادن اشتراک­های جدید در قطر اصلی ماتریس تکرار^[۲۹۴] می­گردد. اشتراک­ها معمولاً در دو یا سه تکرار به اشتراک ملاک می­رسد.
استخراج عامل­ها
هدف مرحله استخراج عامل­ها، به­دست آوردن سازه­های زیربنایی است که تغییرات متغیرهای مورد مشاهده را موجب شده است. SPSS نخست ترکیب­هایی از متغیرها را که همبستگی­های آنها بالاترین میزان از واریانس کل مشاهده­شده را نشان می­دهد، انتخاب می­ کند. این مجموعه عامل۱ را می­سازد. عامل ۲، مجموعه متغیرهایی است که بالاترین سهم را در تبیین واریانس باقی مانده دارد. این شیوه برای عامل سوم، چهارم و عامل­های بعدی ادامه پیدا می­ کند، تا تعداد عامل­های استخراج­شده برابر با تعداد متغیرها گردد.
همبستگی هر متغیر با هر عامل بار عاملی^[۲۹۵] نامیده می­ شود و مقدار آن بین ۱- و ۱+ تغییر می­ کند. واریانس تبیین­شده توسط هر عامل برابر است با مجموع مجذور بارهای عاملی آن. این واریانس مقدار ویژه^[۲۹۶] نامیده می­ شود. اولین مقـدار ویـژه همواره بیشترین بوده و از ۱ بزرگ­تر می­باشد. مقـدار ویـژه برای عامل­های بعدی کوچک­تر می­ شود.
انتخاب و چرخش عامل­ها
تمام عامل­های استخراج­شده مورد علاقه محقق نیست. هدف تحلیل عاملی تبیین پدیده ­های موردنظر با تعداد کمتری از متغیرهای اولیه است. در وهله اول هدف تعیین تعداد عـامل­هایی است که در تحلیل نگه­داشته می­ شود. علی­الاصول عامل­هایی باید نگه­داشته شود که اعتبار صوری یا نظری داشته باشد. منتها قبل از فرایند چرخش نمی­ توان به معنی هر عامل به خوبی پی برد، بنابراین معمولاً از ملاک­های ریاضی مانند ملاک کایزر^[۲۹۷] یا آزمون اسکری کتل^[۲۹۸] برای نگه­داشتن عامل­های استفاده می­ شود.
بر اساس ملاک کایزر فقط عامل­هایی نگه­داشته می­شوند که مجموع مجذور بارهای عاملی آنها (مقدار ویژه) یک یا بیشتر باشد. این ملاک برای تحلیل عاملی آلفا مناسب است و برای سایر روش­های تحلیل عاملی کران پایینی فراهم می ­آورد. در روش اسکری کتل نمودار مقدار ویژه برای هر عامل ترسیم می­ شود. در نقطه­ای که شکل منحنی برای مقادیر ویژه به­ صورت افقی درآید، آن نقطه اسکری نامیده شده و عامل­هایی که سمت چپ آن قرار دارد، عامل­های واقعی و آنهایی که سمت راست آن قرار دارند، عامل­های خطا قلمداد می­ شود. در تفسیر نتایج آزمون اسکری ممکن است، میان نظرات پژوهش­گران درباره تعداد عامل­های واقعی اختلاف­نظر پدید آید. همچنین امکان دارد که بیش از یک اسکری موجود باشد. لذا لازم است علاوه بر آزمون اسکری، آزمون­های دیگری از جمله آزمون کایزر صورت گیرد.
پس از انتخاب عامل­ها چرخش آنها ضرورت دارد. هدف از چرخش عامل­ها رسیدن به یک ساختار عاملی ساده است. در تحلیل عاملی، ساختارهای عاملی متعددی برای یک ماتریس همبستگی وجود دارد. اولین عامل غالباً یک عامل کلی است که تمام یا اکثر متغیرها بار عاملی بالایی روی این عامل دارد. عامل­های بعدی معمولاً دو قطبی است و بارهای عاملی مثبت و منفی داشته و قابل تفسیر نمی ­باشد. با چرخش ساختار عاملی روشن­تر می­ شود.
مشهورترین ملاک برای خوبی یک ساختار عاملی، ملاک مشهور ساختار ساده ثرستون است. طبق این ملاک هر متغیر باید حداقل یک بار عاملی غیرصفر داشته باشد. هر عامل باید فقط با چند همبستگی بالا داشته باشد (منظور از همبستگی همان بار عاملی متغیر روی عامل است) و بار عاملی بقیه متغیرها روی این عامل باید اساساً صفر باشد. هر متغیر فقط باید روی یک عامل بار عاملی بالا داشته باشد. اغلب شیوه ­های چرخش با توجه به این ملاک­ها طرح­ریزی شده است.
چرخش عامل­ها به دو صورت متعامد^[۲۹۹] (ناهمبسته) و مایل^[۳۰۰] (همبسته) صورت می­گیرد. در چرخش متعامد عامل­ها باهم همبستگی دارد. روش­های متعددی برای چرخش متعامد و مایل وجود دارد. از جمله چرخش­های متعامد که غالباً مورد استفاده قرار می­گیرد، چرخش واریماکس^[۳۰۱] است. از روش­های چرخش مایل روش اوبلیمین^[۳۰۲] را می­توان نام برد (سرمد، بازرگان و حجازی، ۱۳۸۵، ۲۷۴-۲۶۸).
با توجه به آنچه که درباره تحلیل عاملی گفته شده باید اذعان کرد که بررسی و تجزیه و تحلیل هم­زمان و چند متغیره بجای بررسی دو متغیر (هر بار یک متغیر مستقل با یک متغیر وابسته در نظر گرفته می­ شود)، روش‌های خاص خود را نیاز دارد، یکی از قوی‌ترین و مناسب‌ترین روش­های تجزیه و تحلیل در پژوهش­های علوم رفتاری و اجتماعی است. در این پژوهش برای آزمون مدل از مدل‌سازی معادلات ساختاری^[۳۰۳] (SEM) استفاده شده است. یکی از مفاهیم جدید در مباحث معادلات ساختاری متغیرهای مکنون (پنهان)^[۳۰۴] و متغیرهای آشکار^[۳۰۵] هستند. منظور از متغیرهای پنهان (LVs)، متغیری است که به­ طور مستقیم قابل اندازه‌گیری نمی‌باشد و به نوعی کیفی است. از طرفی با توجه به غیرقابل اندازه‌گیری بودن متغیرهای پنهان برای رفع این مشکل در معادلات ساختاری متغیری با عنوان متغیر آشکار (MVs) یا شاخص‌هایی^[۳۰۶] تعریف شد که به­آسانی قابل اندازه‌گیری هستند. نکته دیگر اینکه متغیرهای مکنون به دو نوع خارجی^[۳۰۷] و داخلی^[۳۰۸] نیز تقسیم می‌شوند. در تقسیم‌بندی اول مدل‌ها به دو دسته ساختاری (درونی(^[۳۰۹] و اندازه‌گیری (بیرونی)^[۳۱۰] تقسیم می‌شوند. مدل‌های ساختاری یا درونی از روابط بین متغیرهای مکنون یا پنهان تشکیل می‌شوند که در واقع این روابط نیز از طریق ادبیات و پشتوانه نظری استخراج شده‌اند. برای هر یک از متغیرهای پنهان در مدل ساختاری باید یک مدل بیرونی تعریف شود. این مدل‌ها در واقع از روابط بین متغیر مکنون و شاخص‌های اندازه‌گیری آن یعنی متغیرهای آشکار تشکیل می‌شود. نکته جالب‌تر این­که هر یک از مدل‌های اندازه‌گیری خود به­واسطه چارچوب نظری و نظریه‌های موجود ترسیم می‌شوند. چرا که اندیشمندان معتقدند اگر مدل‌های اندازه‌گیری پشتوانه نظری نداشته باشند، مدل ساختاری مبهم و امکان بررسی تجربی نظریات وجود نخواهد داشت. در این تحقیق به دلیل چند سطحی بودن مدل و ناتوانی نرم­افزارهای چون لیزرل، آموس، EQS و.. برای تایید مدل و پاسخ به فرضیات از مدل­یابی معادلات ساختاری به روش حداقل مربعات جزیی^[۳۱۱](PLS) با بهره گرفتن از نرم افزار SMARTPLS استفاده شده است. روش تخمین PLS ضرایب را به­گونه‌ای تعیین می‌کند که مدل حاصله، بیشترین قدرت تفسیر و توضیح را دارا باشد؛ بدین معنا که مدل بتواند با بالاترین دقت و صحت، متغیر وابسته نهایی، را پیش ­بینی نماید. روش حداقل مربعات جزئی که در بحث الگوسازی رگرسیونی آن ‌را با PLS نیز معرفی می‌کنند، یکی از روش‌های آماری چند متغیره محسوب می‌شود که به­وسیله آن می‌توان علی­رغم برخی محدودیت‌ها مانند: نامعلوم بودن توزیع متغیر پاسخ، وجود تعداد مشاهدات کم و یا وجود خود همبستگی جدی بین متغیرهای مستقل؛ یک یا چند متغیر پاسخ را به­ طور هم­زمان در قبـال چندین متغیر مستقل الگـوسازی نمـود. ذیلاً به اختصار به معرفی روش PLS پرداخته می­ شود.
معرفی روش پی‌ال‌اس
روش حداقل مربعات جزئی^[۳۱۲] که در بحث الگوسازی رگرسیونی آن را با پی‌ال‌اس‌آر^[۳۱۳] نیز معرفی می‌کنند، یکی از روش‌های آماری چند متغیره محسوب می‌شود که به­وسیله‌ی آن می‌توان علی­رغم برخی محدودیت‌ها مانند نامعلوم بودن توزیع متغیر پاسخ، وجود تعداد مشاهدات کم و یا وجود خودهمبستگی جدی بین متغیرهای توضیحی، یک یا چند متغیر پاسخ را به­ طور هم­زمان در قبال چندین متغیر توضیحی الگوسازی نمود. روش تخمین پی‌ال‌اس ضرایب را به­گونه‌ای تعیین می‌کند که مدل حاصله، بیشترین قدرت تفسیر و توضیح را دارا باشد، بدین معنا که مدل بتواند با بالاترین دقت و صحت، متغیر وابسته‌ی نهایی را پیش‌بینی نماید. به­علاوه روش پی‌ال‌اس، تمامی روابط موجود در مدل یعنی تأثیر متقابل ما‌بین هر یک از متغیرهای پنهان و هم‌چنین وزن تمامی شاخص‌های قابل اندازه‌گیری مربوط به هر یک از متغیرهای پنهان (ضرایب بیرون از مدل اندازه‌گیری) را تخمین می‌زند.
پی‌ال‌اس یک روش آماری است که به­منظور آنالیز متغیرهای پنهان مدل‌های ساختاری به­کار می‌رود. برخلاف روش‌هایی همچون لیزرل، هدف پی‌ال‌اس به دست آوردن متغیرهای پنهان برای پیش‌بینی اهداف مورد نظر با بهره گرفتن از شاخص‌های قابل اندازه‌گیری است. براساس نظریه CHIN (1999)، پی‌ال‌اس، برآورد پارامترها بر اساس مینیمم کردن واریانس پسماندهای (جمله اختلال) متغیرهای مستقل است. اولین گام برای تحلیل مدل معادلات ساختاری، تعریف واضح یک مدل است که در واقع ترکیبی از مدل ساختاری و مدل مرجع است.
از جمله مزایای روش پی‌ال‌اس می‌توان به عدم نیاز به نرمال بودن توزیع نمونه و قابلیت کاربرد با متغیرهای اسمی، ترتیبی و فاصله‌ای اشاره کرد. البته باید توجه داشت که پی‌ال‌اس نیز مانند هر روش آماری دیگر نیاز به پیش‌فرض‌هایی برای انجام دارد. عـلاوه بر فرض‌های اولـیه و شناخته شده برای تحلـیل رگرسیون استاندارد، مهم­ترین فرض این روش ویژگی‌های پیش‌بینی است. این فرض بیان می‌کند که، متغیرهایی باید در مدل قرار گیرند که، قابلیت پیش‌بینی مناسب متغیر ملاک را داشته باشند. مزایای اصلی روش کم‌ترین مربعات جزئی عبارتند از: امکان بررسی متغیرهای مکنون تشکیل­دهنده و انعکاسی را فراهم می‌آورد. وابسته به توزیع نیست و با نمونه‌های کوچک به­کار می‌رود. با وجود داده‌های گمشده توان آماری بالایی دارد.
بدیهی است که به کمک نرم­افزارهای کامپیوتری از جمله SMARTPLS می­توان به­سهولت تمام محاسبات لازم برای تحلیل عاملی را انجام داد. اما مهم­ترین مرحله تحلیل عاملی تفسیر نتایج به­دست آمده است.
تفسیر نتایج تحلیل عاملی
در یک ساختار عاملی آرمانی هر یک از متغیرها بار عاملی بالا (مثلاً بزرگ­تر از ۵/۰) روی یکی از عامل­ها و بار عاملی پایین (مثلاً کمتر از ۲/۰) روی سایر عامل­ها دارد. علاوه بر این، عامل­هایی که بار عاملی بالا دارد و اعتبار صوری آنها نیز مطلوب است و به­نظر می­رسد که خصیصه مکنونی را اندازه ­گیری می­ کند. چنین ساختار عاملی در واقع به­ندرت اتفاق می­افتد. غالباً یک متغیر روی چند عامل بار عاملی دارد و دو یا چند متغیر روی عامل نامناسبی بار عاملی دارد. محقق باید درک کافی از داده­هایش داشته باشد و محاسبات تحلیل عاملی به­تنهایی نمی­تواند، نتایج روشن فراهم آورد (سرمد، بازرگان و حجازی، ۱۳۸۵، ۲۷۴-۲۶۸).
۹-۳ ابزار اندازه ­گیری متغیرها و روایی و پایایی آنها
الف) سنجش روایی ابزار اندازه ­گیری