روش­های مختلفی جهت ارزیابی فعالیت آنتی­اکسیدانی عصاره­های گیاهی و یا یک ترکیب خاص وجود دارد. از آن جا که عصاره­های گیاهی مخلوط پیچیده­ای از ترکیباتی با خصوصیات شیمیایی، قطبیت و گروه ­های عملکردی متفاوت می­باشند، نتایج مربوط به تعیین فعالیت آنتی­اکسیدانی عصاره­های گیاهی ممکن است بسته به شرایط آزمون مورد استفاده متفاوت باشند. به همین دلیل لازم است از چندین آزمون جهت تعیین دقیق میزان فعالیت آنتی­اکسیدانی عصاره­های گیاهی استفاده شود [۱۶۸].
برای بررسی اثر آنتی­اکسیدانی از دو روش استاندارد شامل رادیکال DPPH و قدرت احیا استفاده شد. اساس روش نخست به دام­اندازی رادیکال­های DPPH (دی فنیل پیکریل هیدرازیل) بر مبنای توانایی هیدروژن­دهی است [۱۶۹]. این روش به منظور ارزیابی فعالیت رادیکال آزاد به کار می­رود و از مزایای آن عدم وابستگی به قطبیت نمونه است [۱۷۰]. در روش دوم، قدرت احیاکنندگی مواد موجود در نمونه­ها با احیای آهن ۳ به آهن ۲ با توانایی در دادن الکترون سنجیده می­ شود [۱۶۹]. احیای آهن اغلب به عنوان شاخص فعالیت الکترون­دهی به کار می­رود که مکانیسم مهمی در عمل آنتی­اکسیدانی مواد فنلی است [۱۷۱].

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

اثر زیان­بخش رادیکال­های آزاد را می­توان توسط آنتی­اکسیدان­ها کاهش داد چون این مواد، باعث به دام انداختن و مهار تولید رادیکال­های آزاد می­شوند و از این طریق باعث پیشگیری از بیماری­های ناشی از فعالیت رادیکال­ها خواهند شد. اگرچه امروز از آنتی­اکسیدان­های سنتزی متعددی از جمله بوتیلات هیدروکسی تولوئن، بوتیلات هیدروکسی آنیزول و برخی مواد سنتزی دیگر در صنعت استفاده می­ شود اما به دلیل اثرات نامطلوب تغذیه­ای و سرطان­زا بودن این ترکیبات و نیز تمایل مصرف­ کنندگان به استفاده از ترکیبات طبیعی، استفاده از آنتی­اکسیدان­های طبیعی مورد توجه محققین قرار گرفته است [۱۷۲، ۱۷۳].
در این پژوهش جهت ارزیابی فعّالیّت آنتی­اکسیدانی عصاره­های متانولی مورد مطالعه، از آنتی­اکسیدان سنتزی اسید آسکوربیک به عنوان کنترل استفاده گردید. اسید آسکوربیک، اهمیت زیادی در ارزش غذایی میوه­ ها دارد که به دلیل اکسیداسیون نسبت به تجزیه بسیار حساس می­باشد [۱۷۴].
۴-۲-۳-۱ رادیکال­های آزاد DPPH
ترکیباتی که رنگ رادیکال آزاد DPPH را با گرفتن هیدروژن یا الکترون از ارغوانی به زرد رنگ تبدیل کنند، ترکیبات با قابلیت آنتی­اکسیدانی­اند [۱۷۵]. اندازه ­گیری میزان مهار رادیکال­های آزاد DPPH یکی از روش­های معتبر، دقیق، آسان و مقرون به صرفه با قابلیت تکرارپذیری بالایی می­باشد که در بررسی فعالیت آنتی­اکسیدانی عصاره­های گیاهی در شرایط آزمایشگاهی مورد استفاده قرار می­گیرد [۱۷۶]. بر این اساس، مدل به­دام­اندازی رادیکال پایدار DPPH به طور گسترده برای ارزیابی توانایی به دام­اندازی رادیکال آزاد در نمونه­های مختلف مورد استفاده قرار می­گیرد [۱۷۷].
DPPH یکی از رادیکال­های هیدروفیل آزاد و پایدار با رنگ بنفش تیره بوده که حداکثر جذب آن در محدوده ۵۱۷-۵۱۵ نانومتر است. هنگام دریافت الکترون از ترکیبات احیاکننده نظیر فنل­ها، این رادیکال به فرم هیدرازین بی­رنگ تبدیل می­ شود که این تغییر ساختار با کاهش میزان جذب همراه است [۱۷۸]. مهار رادیکال­های آزاد یکی از شناخته شده­ترین مکانیسم­هایی هستند که به واسطه آن ترکیبات آنتی­اکسیدانی می­توانند اکسیداسیون چربی­ها را مهار نمایند. در این روش، نتایج بر حسب درصد کاهش در میزان جذب محلول­های DPPH در حضور عصاره­ها نسبت به محلول DPPH فاقد عصاره بیان می­گردد [۱۷۹].
تحقیقات نشان داده است که، متانول حلال مؤثری برای تخریب دیواره سلولی و آزادسازی ترکیبات فنلی از سلول می­باشد و آنزیم پلی­فنل اکسیداز مخرب پلی­فنل­ها، در این محیط خنثی می­گردد؛ لذا عصاره متانولی گیاهان بیشترین پتانسیل مهارکنندگی رادیکال DPPH را در مقایسه با بسیاری از حلال­ها می­باشند [۱۸۰].
نتایج آنالیز واریانس نشان داد که غلظت عصاره­ها و آنتی­اکسیدان سنتزی تاثیر معنی­داری بر میزان رادیکال­های آزاد دارد. هم­چنین نتایج حاکی از آن بود که توانایی عصاره­ها در مهار رادیکال­های آزاد وابسته به غلظت بوده و با افزایش غلظت، فعالیت ضد رادیکالی افزایش می­یابد. مقایسه توانایی عصاره­های متانولی مورد مطالعه در مهار رادیکال­های آزاد DPPH در نمودار (شکل ۳-۲۲) نشان داده شده است. در محدوده غلظت ۶۲/۱۵-۸/۷ میلی­گرم بر میلی­لیتر، عصاره­ها قدرت مهارکنندگی بیشتری نسبت به اسیدآسکوربیک دارند. در سایر غلظت­های مورد بررسی، فعالیت آنتی­اکسیدانی اسیدآسکوربیک اختلاف معنی­داری با عصاره­ها دارد به استثناء غلظت ۲۵/۳۱ میلی­گرم بر میلی­لیتر که اختلاف معنی­داری بین فعالیت ضد رادیکالی اسیدآسکوربیک و عصاره متانولی گلپر و کلپوره وجود ندارد. این نتایج نشان می­دهد که در عصاره­های حاضر به جز عصاره بادام کوهی، یک غلظت بحرانی از ترکیبات فنلی برای مهار رادیکال­های آزاد کافی است. احتمالا در غلظت­های بالاتر بعضی عصاره­ها مانند کلپوره و گلپر به دلیل پیدایش نوعی حالت اشباع­شدگی، افزایش غلظت این عصاره­ها توانایی مهار رادیکال آزاد را همانند آنتی­اکسیدان سنتزی انتخابی ندارد. در عصاره بادام کوهی با افزایش غلظت عصاره میزان توانایی مهار رادیکال­های آزاد به طور چشمگیری افزایش می­یابد.
به عقیده محققین، در آزمون­های مربوط به ارزیابی فعالیت آنتی­اکسیدانی، تفاوت در فعالیت آنتی­اکسیدانی عصاره­های گیاهی می ­تواند مربوط به حضور نسبت­های متفاوتی از ترکیبات فنلی آب­دوست و آب­گریز در عصاره­ها باشد [۱۸۱].
علاوه بر غلظت ترکیبات فنلی، درجه گلیکوزیله بودن این ترکیبات و پارامتر مورد بررسی، از عوامل مهم در تعیین فعالیت آنتی­اکسیدانی عصاره­های گیاهی می­باشد [۱۸۲]. تفاوت در ویژگی­های فیزیکوشیمیایی ترکیبات فنلی موجود در هر یک از عصاره­ها دلیل دیگری در توجیه رفتار ضد رادیکالی عصاره­ها می­باشد.
تاکنون، محققین فعالیت ضد رادیکالی عصاره­های استخراج شده از منابع گیاهی مختلفی را مورد ارزیابی قرار داده­اند. در بررسی­های انجام شده، مشخص شده است گونه­ های Salvia (مریم گلی) حاوی آنتی­اکسیدان­ هستند [۱۸۳]. عصاره­های اتیل استات S. cedronell، S. adenophylla، S. napifoli، S. hedgeana، S. hydrangea، S. nygdeggrerii، S. potentillitolia، S. wiedemannii فعالیت مهار رادیکال­های DPPH را نشان داده­اند [۱۸۴]. مطالعه فیتوشیمیایی مختلف اجزاء تشکیل دهنده گیاه Achillea Millefolium L (بومادران) را مشخص نموده است اما فقط چند مطالعه ارتباط این ترکیبات را با فعالیت­های فارماکولوژیک به اثبات رسانده است [۱۸۵].
تفاوت در تعداد و موقعیت گروه ­های هیدروکسیل از ویژگی­های ساختاری مهم در تعیین ظرفیت آنتی­اکسیدانی ترکیبات فنلی می­باشد [۱۸۶]. در غلظت­های بالاتر ترکیبات فنلی به­ دلیل افزایش تعداد گروه ­های هیدروکسیل موجود در محیط واکنش، احتمال اهداء هیدروژن به رادیکال­های آزاد و به دنبال آن قدرت مهارکنندگی عصاره­ها افزایش می­یابد [۱۸۷].
قدرت و مهار عصاره­های مختلف به میزان زیادی به تعداد و موقعیت گروه ­های هیدروکسیل و وزن مولکولی ترکیبات فنلی بستگی دارد. در ترکیبات فنلی با وزن مولکولی پائین­تر، گروه ­های هیدروکسیل راحت­تر در دسترس قرار می­گیرند. علاوه بر این، ترکیبات فنلی پس از اهداء هیدروژن خود به رادیکال­های آزاد فنوکسیل تبدیل می­شوند. میزان ثبات این رادیکال­ها می ­تواند ظرفیت آنتی­اکسیدانی ترکیبات فنلی را تحت تأثیر قرار دهد چرا که رادیکال­های فنوکسیل با ثبات کمتر، با رادیکال­های DPPH در جذب اتم­های هیدروژن وارد رقابت می­شوند و بنابراین درصد به­دام اندازی رادیکال­های DPPH کاهش می­یابد [۱۸۸].
مقادیر IC₅₀ عصاره­های متانولی مورد مطالعه (غلظتی از عصاره که در آن اثر بازدارندگی اکسیداسیون برابر با ۵۰ درصد می­باشد) در نمودار (شکل ۳-۲۳) آمده است. هر چه غلظت IC₅₀ کمتر باشد نشان­دهنده فعالیت آنتی­اکسیدانی بالاتری است [۱۸۹]. در این بررسی IC₅₀ برای عصاره متانولی بادام کوهی، بومادران، کلپوره، گلپر، مریم گلی و آنتی­اکسیدان سنتزی به­ترتیب ۱۰۲/۰±۶/۴، ۱۹۵/۰±۱۷/۶، ۰۹۹/۰±۷۴/۵، ۱۵۴/۰±۰۰۵/۵، ۲۲۴/۰±۲۰۸/۶ و ۰۹۸/۰±۹۹/۳ به دست آمد. بررسی عصاره­های استخراج شده از قسمت­ های مختلف گیاهان مورد مطالعه نشان می­دهد، که این گیاهان قادر به خنثی­کردن رادیکال­های آزاد حاصل از اکسیداسیون می­باشند اما دارای IC₅₀ بیشتری نسبت به اسیدآسکوربیک می­باشند که نشان از فعالیت ضدرادیکالی بیشتر اسیدآسکوربیک نسبت به عصاره­ها دارد و عصاره­های متانولی قادر به رقابت با آنتی­اکسیدان سنتزی نمی ­باشد.
تفاوت در مقادیر IC₅₀ عصاره­های مختلف در این تحقیق را می­توان مربوط به تفاوت در مقدار و نوع ترکیبات فنلی عصاره­ها دانست. در بسیاری از پژوهش­ها، نوع حلال مورد استفاده جهت استخراج ترکیبات فنلی تاثیر قابل توجهی بر فعالیت ضد رادیکالی عصاره­های گیاهی داشته است. لیو و یائو (۲۰۰۷) گزارش کردند، عصاره استونی استخراج شده از دانه­ های جو به­علت دارا بودن مقادیر بیشتری از ترکیبات فنولی فعالیت آنتی­اکسیدانی بیشتری در مهار رادیکال­های آزاد DPPH و احیای یون­های ^۲Fe⁺ در مقایسه با عصاره­های اتانولی و متانولی داشت [۱۹۰].
۴-۲-۳-۲ قدرت احیاکنندگی
احیای آهن به عنوان معیاری برای قابلیت الکترون­دهی به کار می­رود که مکانیسم مهمی در اکسایش ترکیبات فنلی است [۹۹]. قدرت احیاکنندگی، توانایی الکترون­دهی آنتی­اکسیدان را نشان می­دهد. اگر ترکیبی این ویژگی را داشته باشد باعث کاهش ترکیبات حدواسط اکسیدشده می­ شود و به عنوان آنتی­اکسیدان اولیه و ثانویه عمل می­ کند. قدرت احیاکنندگی عصاره­های گیاهی عمدتا مربوط به حضور عوامل احیاکننده­ای است که قادرند از طریق اهدای الکترون و یا اتم هیدروژن به

۱-اولین وجه اشتراک دو جرم عدم رضایت و آگاهی زیان دیده است در هر دوجرم نوعی تقلب وجود دارد که از ارکان اساسی هردو جرم می باشد و در اینجا میتوان گفت که تقلب دلالت بر عدم رضایت و عدم آگاهی مجنی علیه وسوءاستفاده مرتکب از آن دارد بنابراین اگر قربانی جرم نسبت به برداشت و تصاحب مال خود رضایت داشته باشد جرم محقق نخواهد شد.

(( 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-دومین وجه اشتراک دو جرم در رکن مادی است در هر دو جرم استیلا بر مال غیر وجود دارد و هدف از این استیلا نیز تملک و تصاحب مال است فقط اختلاس مختلس مال متعلق به دولت یا اشخاص را که در اختیار دولت است تصاحب می کند و در سرقت سارق مالی را که به هر نحو متعلق به دیگری است به طور پنهانی به قصد تملک می رباید.
۳- سومین وجه اشتراک دو جرم این است که هر دو جرم از جرائم مقید بر خلاف هستند جرائم مطلق برای تحقق جرائم مقید نتیجه مجرمانه لازم و ضروری است بنابراین تا زمانی که در جرم اختلاس مختلس یا دیگری منتفع و قربانی جرم نیز متضرر نشده باشد جرم تام محقق نخواهد شد همچنین در سرقت نیز تازمانی که نتیجه محرمانه ( اضرار مالک ) محقق نشود سرقت واقع شده است.
۴- چهارمین وجه اشتراک دو جرم در این است که هردو جرم در زمرۀ جرایم آنی هستند و جرایمی هستند که در برهه ای از زمان شروع شده و به نتیجه رسیده اند و یا در نیمه یا پایان راه متوقف شده اند ولی بدین معنی نیست که عناصر تشکیل دهنده این جرایم باید در یک زمان باهم جمع شوند.
بنابراین همانطور که در سرقت به محض اینکه وضع ید و جابجایی صورت می پذیرد سرقت محقق خواهد شد در اختلاس نیز پس از برداشتن و تصاحب مال موضوع توسط مرتکب اختلاس صورت می گیرد و نیازی به گذشت زمان و استمرار وجود ندارد.
۵- وجه اشتراک دیگر این دو جرم از لحاظ رکن معنوی است برای ارتکاب هر دو جرم سونیت مجرمانه لازم و ضروری است یعنی هر دو جرم علاوه بر قصد عام ارتکاب جرم قصد تصاحب مالکانه اموال یا اشیاء موضوع جرم ضروری است.
ب: وجوه افتراق
۱-اولین تمایز دو جرم در خصوص مرتکب جرم است در سرقت هرکس اعم از کارمند دولت و غیر آن اگر مال دیگری را برباید به عنوان سارق قابل تعقیب است اما در خصوص اختلاس مرتکب باید مستخدم دولت یا در حکم مستخدم دولت باشد و کارمند دولت بودن از ارکان تحقق جرم اختلاس است.
۲- دومین وجه تمایز در خصوص نحوۀ ارتکاب جرم است. در جرم اختلاس مال به اعتبار کارمند بودن و موظف بودن مرتکب در اختیار او قرار داده شده و اموال در دسترس وی وجود دارد و وی مالی را که تحت اختیار وی قرار دارد تصاحب می نماید در حالی که سرقت ربودن مال غیر است در خفا، به عبارتی مال توسط صاحب آن در حرز نگهداشته شده و سارق با شکستن حرز آن می رباید.
۳- سومین وجه تمایز اختلاس و سرقت از جهت موضوع جرم است. به این صورت که جرم سرقت فقط در خصوص اموال منقول مصداق دارد اما جرم اختلاس در خصوص اموال غیر منقول نیز واقع می شود اگر چه در بیشتر موارد موضوع جرم اختلاس اموال منقول است .^[۲۱]
فصل دوم: عناصر و شیوه های مداخله در جرم اختلاس
برای محکوم شدن متهم به ارتکاب جرم باید سه عنصر قانونی، مادی و معنوی ( روانی) تشکیل شود که وجود این سه عنصر در سایر جرائم دیگر نیز الزامی است. همچنین شیوه های مداخله در اختلاس به دو صورت شرکت و معاونت محقق می شود که در جای خود به آن پرداخته خواهد شد.^[۲۲]
مبحث اول: عناصر جرم اختلاس
از آنجایی که جرم اختلاس از سه رکن قانونی، مادی، معنوی (روانی) تشکیل شده است. لذا لازمه محکوم شدن متهم به ارتکاب این جرم اثبات ارکان مذکور توسط مرجع تعقیب است در این راستا به دلیل اهمیت موضوع به بررسی موارد مطرح شده می پردازیم.
۱- عنصر قانونی: یعنی وصف مجرمانه رفتار باید به تعیین قانون باشد.
۲- عنصر مادی: یعنی رفتار مجرمانه باید تحقق خارجی یابد.
۳-عنصر معنوی: یعنی رفتار مجرمانه باید همراه با قصد مجرمانه یا تقصیر جزائی باشد.
در رابطه با هر جرمی، علاوه بر عناصر عمومی، عناصر و شرایط خصوصی نیز وجود دارد که موجب تمایز و تشخیص جرائم از یکدیگر می شود،^[۲۳] و در واقع جنبه ماهیتی برای جرائم دارد و به عبارتی موجب تمایز و تفکیک جرائم از لحاظ ماهیتی می شود. لذا جرم اختلاس هم مانند سایر جرائم از طرفی دارای عنصر قانونی، عنصر مادی و عنصر معنوی است و از طرفی از لحاظ ماهیتی دارای شرایط اختصاصی است؛ که نگارنده در این مبحث از رسالۀ خود، آنها را مورد بررسی قرار می دهد.
گفتار اول: عنصر قانونی
عنصر قانونی جرم اختلاس و شروع به آن در حقوق ایران در حال حاضر ماده ۵ و۶ قانون تشدید مجازات مرتکبین ارتشاء، اختلاس و کلاهبرداری می باشد. علی رغم تصویب قانون جدید تعزیرات در سال ۱۳۷۵ با عنایت به جامعیت قانون تشدید در باره اختلاس، ماده ۵ این قانون همچنان به عنوان عنصر قانونی جرم اختلاس به قوت خود باقی است؛ بنابراین توهم برخی از نویسندگان مبنی بر لغو ماده ۵ توسط ماده ۵۹۸ ق.م.ا. کاملا بی اساس است. در اداره حقوقی قوه قضاییه در نظریه شماره (۶۱۶۶/۷-سال۱۳۷۶) اشعار می دارد: «آنچه در ماده ۵ قانون تشدید مجازات مرتکبین ارتشاء، اختلاس و کلاهبرداری آمده و عنوان اختلاس دارد با موضوع ماده ۵۹۸ قانون تعزیرات که مربوط به تصرف غیر قانونی است، جرایم جداگانه هستند و ماده ۵۹۸ اخیر الذکر به قوت خود باقی است.»
در حقیقت عنصر قانونی پایه و اساس دو عنصر دیگر می باشد و برای وجود عناصر یک جرم و تحقق آن، عنصر قانونی مفروغ عنه می باشد و لذا حقوق دانان بسیاری از کشور ها در بحث از عناصر و ارکان جرایم، از عنصر قانونی به عنوان یک رکن نام نبرده اند .^[۲۴]
جرم اختلاس موضوع ماده ۵ قانون تشدید مجازات مرتکبین اختلاس، ارتشاء و کلاهبرداری مصوب ۱۳۶۷ مجمع تشخیص مصلحت نظام مقرر می دارد: (( هر یک از کارمندان و کارکنان ادارات و سازمانها یا شوراها یا شهرداری ها و موسسات و شرکت های دولتی ویا وابسته به دولت و یا نهادهای انقلابی و دیوان محاسبات و موسساتی که به کمک مستمر دولت اداره می شوند و یا دارندگان پایه قضائی و به طور کلی قوای سه گانه و هم چنین نیروهای مسلح و مأمورین به خدمات عمومی اعم از رسمی یا غیر رسمی، وجوه یا مطالبات یا حواله ها یا سهام و اسناد و اوراق بهادار و یا سایر اموال متعلق به هریک از سازمانها و موسسات فوق الذکر ویا اشخاص را که برحسب وظیفه به آنها سپرده شده است به نفع خود یا دیگری برداشت و تصاحب نماید، مختلس محسوب و به ترتیب زیر مجازات خواهدشد:
در صورتی که میزان اختلاس تا پنجاه هزار ریال باشد مرتکب به شش ماه تا سه سال حبس و شش ماه تا سه سال انفصال موقت و هرگاه بیش از این مبلغ باشد به دو یا ده سال حبس و انفصال دایم از خدمات دولتی و در هر مورد، علاوه بر رد وجه یا مال مورد اختلاس به جزای نقدی معادل دو برابر آن محکوم می شود)) .
برابر تبصره ۱ ماده ۵ قانون مزبور (( در صورت اتلاف عمدی، مرتکب علاوه بر ضمان، به مجازات اختلاس محکوم می شود.))
بدیهی است اتلاف غیر عمدی مال، در واقع همان تضییع اموال دولتی موضوع ماده ۵۹۸ ق.م.ا. است که طبق آن، هریک از کارمندان و کارکنان ادارات و مأمورین را که به علت اهمال یا تفریط موجب تضییع اموال و وجوه دولتی گردد، مستوجب شلاق تا ۷۴ ضربه علاوه بر جبران خسارت می گردد.
ممکن است عمل اختلاس توأم با جعل سند و نظایر آن باشد؛ در این حالت، در صورتی که میزان اختلاس تا پنجاه هزار ریال باشد، مرتکب به دو تا پنج سال حبس و یک تا پنج سال انفصال موقت و هرگاه بیش از این مبلغ باشد، به هفت تا ده سال و انفصال دائم از خدمات دولتی و در هر دو مورد، علاوه بر رد وجه یا مال مورد اختلاس، به جزای نقدی معادل دو برابر آن محکوم می شود.( تبصره ۲ ماده ۵ قانون تشدید مجازات…)
تبصره ۳ ماده قانون مورد بحث می گوید: ((هرگاه مرتکب اختلاس قبل از صدور کیفر خواست تمام وجه یا مال مورد اختلاس را مسترد نماید دادگاه او را از تمام یا قسمتی از جزای نقدی معاف می نماید و اجرای مجازات حبس را معلق ولی حکم انفصال در باره او اجرا خواهد شد.))
از نظر حد نصاب برای تعیین مجازات، تبصره ۴ ماده ۵ قانون مصوبه مجمع می گوید:
((حداقل نصاب مبالغ مذکور در جرائم اختلاس از حیث تعیین مجازات یا صلاحیت محاکم، اعم از این است که جرم دفعتاً واحده یا به دفعات واقع شده و جمع مبلغ مورد اختلاس بالغ بر نصاب مزبور باشد.))
از نظر سیاست کیفری ارعابی و جلوگیری از تبانی و محو آثار جرم تبصره ۵ قانون مصوبه مجمع می گوید: ((هر گاه میزان اختلاس زاید بر صد هزار ریال باشد، در صورت وجود دلایل کافی، صدور قرار بازداشت موقت به مدت ۱ ماه الزامی است و این قرار در هیچ یک از مراحل رسیدگی قابل تبدیل نخواهد بود. همچنین وزیر دستگاه می تواند پس از پایان مدت بازداشت موقت، کارمند را تا پایان رسیدگی و تعیین تکلیف نهایی وی از خدمت تعلیق کند. به ایام تعلیق مذکور در هیچ حالت هیچ گونه حقوق و مزایایی تعلق نخواهد گرفت)).
تبصره ۶ ماده ۵ قانون مصوبه مجمع می گوید: (( در کلیه موارد مذکور، در صورت وجود جهات تخفیف دادگاه مکلف به رعایت مقررات تبصره ۱ ماده ۱ از لحاظ حداقل حبس و نیز بنا به مورد، حداقل انفصال موقت و یا انفصال دایم خواهد بود.)) یعنی در صورت وجود جهات و کیفیات مخففه دادگاه می تواند با اعمال ضوابط مربوط به تخفیف، مجازات مرتکب را فقط تا حداقل مجازات مقرر(حبس) و انفصال ابد از خدمات دولتی تقلیل دهد ولی نمی تواند به تعلیق اجرای کیفر حکم دهد.
عنصر قانونی اختلاس در ارتباط با مرتکب نظامی
۱- مقررات اصلی جرم اختلاس
نظامی مختلس مشمول ماده ۱۱۹ ق.م.ج.ن.م. مصوب ۱۳۸۲ است که مقرر می دارد: ((هر نظامی، وجوه یا مطالبات یا حواله ها یا اسناد و اشیاء و لوازم و یا سایر اموال را که بر حسب وظیفه به او سپرده شده به نفع خود یا دیگری برداشت یا تصاحب نماید مختلس محسوب و علاوه بر رد وجه یا مال مورد اختلاس، حسب مورد به مجازات زیر محکوم می شود:
الف- هر گاه میزان اختلاس از حیث وجه یا بهاء مال مورد اختلاس تا یک میلیون ریال باشد به حبس از یک تا پنج سال و جزای نقدی معادل دو برابر وجه یا بهاء مال مورد اختلاس و تنزیل یک درجه یا رتبه.
ب- هرگاه میزان اختلاس از حیث وجه یا بهاء مال مورد اختلاس بیش از یک میلیون(۱۰۰۰۰۰۰)ریال تا ده میلیون (۱۰۰۰۰۰۰۰)ریال باشد به حبس از ۲ تا ۱۰ سال و جزای نقدی معادل دو برابر وجه یا بهاء مال مورد اختلاس و تنزیل دو درجه یا رتبه.
ج- هر گاه میزان اختلاس از حیث وجه یا بهاء مال مورد اختلاس بیش از ده میلیون(۱۰۰۰۰۰۰۰)ریال باشد به حبس از ۳ تا ۱۵ سال و جزای نقدی معادل دو برابر وجه یا بهاء مال مورد اختلاس و اخراج از نیروهای مسلح.))
۲- مقررات تکمیلی جرم اختلاس
الف- معمولا عمل اختلاس ضمن جعل سند و نظایر آن ارتکاب می یابد( ولی بر خلاف قاعده تعدد معنوی جرم که کیفر اشد قابل اجرا بود) مرتکب به مجازات هر دو جرم( همانند ارتکاب جرائم مختلف) محکوم می شود( تبصره ۱ قانون مورد بحث)
ب- خریداری و مساعدت در تضییع اموال مورد اختلاس با علم به تعلق آنها به نیروهای مسلح جرم بوده و در اجرای تبصره ۲ ماده ۱۱۹ قانون مزبور، مرتکب علاوه بر استرداد اموال یا حسب مورد مثل یا قیمت آنها به حبس از ۱ تا ۵ سال محکوم می شود.
ج- چنانچه مختلس و مرتشی مذکور در مواد ۱۱۸ و ۱۱۹ قانون مزبور از نیروهای وظیفه باشد، اخراج منتفی است.(ماده ۱۲۰ ق.م.ج.ن.م.)
د- مبالغ مذکور در مواد ۱۱۸و ۱۱۹ این قانون از حیث تعیین مجازات و یا صلاحیت محاکم اعم از این است که جرم دفعتاً واحده یا به دفعات واقع شده و جمع مبالغ بالغ بر حد نصاب مزبور باشد.(ماده ۱۲۱ ق.م.ج.ن.م.)
ه- کیفیت معافیت از مجازات = چنانچه نظامی مرتکب اختلاس قبل از صدور کیفر خواست، تمام وجه یا مال مورد اختلاس را مسترد کند، دادگاه او را از تمام یا قسمتی از جزای نقدی معاف می نماید و اجرای حبس را معلق ولی حکم تنزیل درجه با رتبه را درباره ی او اجرا خواهد نمود.( ماده ۱۲۲ قانون مزبور)
ی- بازداشت الزامی مرتکب = در اجرای ماده۱۲۳ قانون مورد بحث، هر نظامی که زاید بر یک میلیون ریال اختلاس کند، در صورت وجود دلایل کافی، صدور قرار بازداشت موقت به مدت ۱ماه الزامی است و این قرار در هیچ یک از مراحل رسیدگی قابل تبدیل نخواهد بود.
و- تعلیق از شغل= در مورد بزه های اختلاس و ارتشاء نظامیان (موضوع مواد۱۱۸ و ۱۱۹ قانون مزبور ) که مجاازت حبس برای آن مقرر شده، نظامی مرتکب از تاریخ صدور کیفر خواست از شغل خود معلق خواهد شد.
دادسرا مکلف است صدور کیفرخواست را به سازمان ذی ربط اعلام دارد. در صورتی که متهم به موجب رأی قطعی برائت حاصل کند، ایام تعلیق جزء خدمت او محسوب و حقوق و مزایای مدتی را که به علت تعلیقش نگرفته دریافت خواهد کرد.(ماده۱۲۴ قانون مورد بحث.)
در اجرای تبصره ماده مزبور، فرمانده نیرو یا رئیس سازمان مربوط در نیروهای مسلح و مقامات بالاتر نظامی می توانند پس از پایان بازداشت موقت ۱ ماهه، وضعیت (( بدون کاری)) مذکور در قوانین استخدامی نیروهای مسلح را تا پایان رسیدگی و دادرسی اعمال نمایند .^[۲۵]

هزینه($)

زمان اجرای برنامه(ثانیه)

تعداد تکه های تابع هزینه خطی شده هر واحد

تعداد تکرار برای رسیدن به جواب نهایی

( 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. )

روش پیشنهادی

۲۲۵۹۷۲۱٫۹۶۰

۱۴۰

۳۵

۷

۲-۶ نتیجه گیری

در این فصل با بهره گرفتن از روش پیشنهادی در مرجع [۴۱] و با کمی تغییر در آن ساختار مسئله مشارکت واحدها با قیود امنیتی بررسی شد. مشاهده گردید که با بهره گرفتن از زیر برنامه تشخیص نوع باس که سبب حذف برخی قیود می­ شود و اضافه کردن قیود مربوطه به مسئله اصلی با یک دقت خوبی جواب بهینه بدست می ­آید. ضمن اینکه استفاده از یک نرم­افزار بهینه سازی مطلوب، زمان اجرای بهینه­سازی کاهش داده شد که نتایج شبیه­سازی با نتایج مرجع [۴۱] مقایسه گردید. ساختار و فرمولاسیون مورد استفاده در دو شبکه استاندارد تست قابلیت اطمینان IEEE RTS1 و IEEE RTS2 در بازه زمانی ۲۴ ساعت انجام شد. توانایی اجرای این مسئله در شبکه ­های بزرگ­تر و همچنین افق زمانی بیشتر به سادگی امکان­ پذیر است. لازم به ذکر است که در این فصل کارا بودن ساختار و زیربرنامه برای شبکه ­های بزرگ ارائه گردید. بنابراین با توجه به بزرگ بودن شبکه IEEE RTS2 و زیاد بودن اطلاعات خروجی، در فصول بعد شبیه­سازی­ها فقط در سیستم استاندارد IEEE RTS1 اجرا می­ شود. در فصل بعد به مدل کردن عدم قطعیت تولید مزرعه بادی در مسئله مشارکت واحدها با قیود امنیتی پرداخته می­ شود.
فصل۳
مدل کردن عدم قطعیت باد

۳-۱ مقدمه

بدلیل نگرانی از کاهش منابع سوخت­های فسیلی و همچنین گرانی روزافزون این منابع، متخصصین صنعت برق به فکر استفاده از منابع تجدیدپذیر و رایگان موجود در طبیعت افتادند. از طرف دیگر بحران­های محیط زیستی فکر استفاده از انرژی­های نو را گسترش داده است. از میان منابع پاک جایگزین سوخت­های فسیلی، انرژی باد دارای بیشترین پتانسیل برای تولید الکتریسیته می­باشد. لذا کشورهای صنعتی به فکر گسترش تولید الکتریسیته از طریق ایجاد مزرعه بادی افتاده­اند. حجم­های تولیدی بالای این نوع واحدها، عملی بودن استفاده از مزرعه بادی به عنوان تامین کننده درصدی قابل توجه از نیاز کشورها را در زمینه برق به اثبات رسانیده است. بر اساس این گزارش­ها تا سال ۲۰۳۰ نفت و گاز ۶۰% انرژی جهان را تامین می­ کنند. ذغال سنگ فقط تا پایان قرن حاضر دوام دارد و مصرف آن فقط با بهره گرفتن از تکنولوژی کاهش آلاینده­های حاصل از سوختن ذغال­سنگ میسر خواهد بود. بنابر گزارش آژانس بین ­المللی انرژی، تولید برق از باد به عنوان منبع امن انرژی و عاری از کربن بهترین گزینه پیش­رو برای پر کردن خلا تولید الکتریسیته می­باشد [۵۳].
در جهان هزاران توربین بادی در حال بهره‌برداری وجود دارد که در این میان اتحادیه اروپا ۶۵٪ از کل توان بادی جهان را تولید می‌کند. تولید برق بادی در بین دیگر روش‌های تولید انرژی الکتریکی دارای بیشتری شتاب رشد در قرن ۲۱ بوده ‌است به طوری که تولید توان بادی جهان در بین سال‌های ۲۰۰۰ تا ۲۰۰۶ چهار برابر شده‌است [۵۴].
بر طبق برآورد آژانس بین ­المللی انرژی تا سال ۲۰۲۰ ظرفیت تولیدی برق بادی به ۱۰۰۰ گیگاوات برسد. با توجه به میزان تولید کنونی این رقم پیش ­بینی رشد ۲۱% را در هرسال نشان می­دهد. این برآورد بیانگر تمایل رو به رشد کشورها به استفاده از انرژی باد برای تولید الکتریسیته می­باشد. می­توان مزایای استفاده از نیروگاه بادی در مقایسه با نیروگاه­های مرسوم را به سه بخش عمده تقسیم کرد [۵۵].
۱- با جایگزینی واحدهای متداول با نیروگاه بادی در هزینه سوخت صرفه­جویی می­ شود.
۲- با احداث واحدهای بادی نیاز به احداث واحدهای سوخت فسیلی کمتر می­ شود.
۳- از آنجایی که انرژی باد جزئی از انرژی­های پاک است، لذا با احداث مزرعه بادی آلودگی­های زیست محیطی ناشی از تولید برق که شامل گازهای گلخانه­ای و افزایش بیش از حد دما و … است در مجموع کاهش می­یابد.
واحدهای بادی به علت اینکه ورودیشان باد است، به طور مناسبی نمی­ توان خروجی آن­ها را کنترل کرد. البته در نوع خاصی از توربین­های بادی با تغییر زاویه تیغه­ها می­توان تا حدی خروجی واحد بادی را کنترل کرد ولی در مجموع برای بار پیک مناسب نمی­باشند. اما می­توان به طور سریع آن­ها را وارد مدار یا از مدار خارج کرد، همچنین خیلی سریع به ماکزیمم سطح تولید خود می­رسند و از آن سطح تولید می­توانند از مدار خارج شوند. لازم به ذکر است که امروزه با پیشرفت تکنولوژی، نیروگاه­های بادی سرعت متغیر در رده­بندی کنترل­پذیری واحدهای تولید جایگاه خوبی دارند. در شکل (۳-۱) پخش بار اقتصادی با حضور نیروگاه­های بادی نشان داده شده است. همانطور که مشاهده می­ شود تولید نیروگاه بادی برای بار پایه شبکه مورد استفاده قرار گرفته است [۵۳].

شکل (۳-۱): پخش بار اقتصادی برای یک روز با حضور نیروگاه بادی
نیروگاه­های بادی که محرکه آن­ها انرژی باد است را گاهی منابع غیر قابل پیش ­بینی می­نامند. اگرچه باد بطور مناسبی قابل پیش ­بینی نیست، اما می­توان خروجی نیروگاه­های بادی را در بازه زمانی چند دقیقه تا چند روز بعد پیش ­بینی نمود که معمولاً از روش شبکه ­های مصنوعی عصبی استفاده می­ شود.
با پیشرفت تکنولوژی در زمینه نیروگاه­های بادی، قیمت تمام شده احداث آن­ها پایین آمد، به نحوی که هم اکنون قیمت برق تولیدی نیروگاه­های بادی با قیمت برق نیروگاه­های حرارتی در بازار آزاد قابل رقابت است. مزیت نسبی واحدهای بادی این است که هزینه بهره ­برداری بسیار پایینی در مقایسه با نیروگاه­های دیگر دارند. هزینه پایین بهره ­برداری واحدهای بادی به دلیل انرژی مجانی باد است. از طرف دیگر ژنراتورهای واحدهای بادی از نوع القایی روتور قفسه سنجابی می­باشند که نسبت به ژنراتورهای سنکرون به حفاظت و تعمیر و نگهداری بسیار کمتری نیاز دارند [۵۴].
تنها نقطه ضعف تولید نیروگاه­های بادی، عدم قطعیت تولید این واحدهاست. به منظور بهره ­برداری با اطمینان از سیستم قدرت، عدم قطعیت تولید نیروگاه بادی نیز باید در مسئله بهینه­سازی لحاظ شود. نفوذ گسترده نیروگاه­های بادی در سیستم قدرت باعث تاثیر گذاشتن آن­ها در قابلیت اطمینان سیستم تولید خواهد شد. تغییرات در تولید نیروگاه­های بادی عمدتاً به علت الگوی وزش باد روزانه می­باشد.
گسترش بهره­ گیری از انرژی باد برای تولید الکتریسیته در شبکه قدرت، عدم قطعیت تولید سیستم را بالا برده و در نتیجه ریسک سیستم افزایش یافته و قابلیت اطمینان آن کاهش می­یابد. در نظر بگیرید نیروگاه­های بادی به روش مرسوم همانند نیروگاه­های سوخت فسیلی در برنامه مشارکت واحدها وارد شوند و عدم قطعیت تولید در مورد نیروگاه­های بادی در نظر گرفته نشود و فقط شاخص­ های اقتصادی در محاسبات وارد شوند؛ در این صورت با توجه به پیش ­بینی تولید مزرعه بادی از آن­ها بهره ­برداری می­ شود و بار شبکه تغذیه خواهد گردید. اگر میزان نفوذ نیروگاه­های بادی در شبکه افزایش یابد سیستم در تامین برق مورد نیاز شبکه با مشکل روبه­رو خواهد شد [۵۵].
با توجه به گسترش استفاده از نیروگاه­های بادی در جهان و وجود عدم قطعیت تولید این نوع نیروگاه، در این فصل به مدل کردن عدم قطعیت تولید مزرعه بادی در مشارکت واحدها با قیود امنیتی پرداخته می­ شود.

۳-۲ مروری بر منابع

پیش ­بینی کوتاه مدت باد زیر شاخه­ای از پیش ­بینی زمانی توان و سرعت باد بوده و بازه­های زمانی که در این زیر شاخه مدنظر قرار می­گیرند در حدود پیش ­بینی برای چند روز (به عنوان افق پیش ­بینی) و چند دقیقه تا چند ساعت (به عنوان فاصله­ی زمانی یا گام پیش ­بینی) می­باشد. هدف از این کار پیش ­بینیِ توان خروجی مزرعه بادی به صورت مستقیم یا غیر مستقیم(تخمین سرعت باد و سپس تبدیل آن به توان تولیدی) می­باشد [۶۵]. این نوع پیش ­بینی باد بیشتر برای بازارهای منطقه­ای (روزانه و فراتر از روز)، مدیریت سیستم و برنامه­ ریزی جهت تعمیر و نگهداری، اعلام وضعیت تولید جهت برنامه­ ریزی اپراتورهای شبکه می­باشد. تاریخچه پیش ­بینی باد از ۳۰ سال پیش با نصب نیروگاه­های بادی و اتصال آن­ها به شبکه سراسری شدت بیشتری گرفته است. مقایسه کارایی مدل­های پیش ­بینی سرعت باد تاکنون میسر نبوده است که دو دلیل عمده­ی آن عدم تدوین استانداردی برای اندازه ­گیری کارایی مدل­ها و اهمیت یکسان بودن داده ­های اولیه برای مقایسه مدل­ها هستند [۷۶]. در مرجع [۵۸] از روش شبکه ­های عصبی برای پیش ­بینی باد استفاده شده و از نتایج بدست آمده در مسئله مشارکت واحدها با در نظر گرفتن عدم قطعیت در این پیش ­بینی استفاده شده است. مرجع [۵۹] یک قالب محاسباتی برای پیش ­بینی عددی هوا ارائه می­ کند و در مسئله مشارکت واحدهای و پخش بار اقتصادی تصادفی با عدم قطعیت نیروگاه بادی مورد استفاده قرار می­دهد. مقالات متعددی در زمینه مشارکت واحدها با در نظر گرفتن نیروگاه­های بادی ارائه شده است که در ادامه به آن­ها پرداخته شده است. مرجع [۶۰] با بهره گرفتن از دو استراتژی حداقل کردن هزینه و کم کردن ریسکِ سیستم، مسئله مشارکت واحدها در حضور نیروگاه­های بادی را به صورت کوتاه مدت بهینه می­ کند. مرجع [۶۱] با ترکیب الگوریتم شاخه و کران^[۳۶] و برنامه­ ریزی دینامیک، به حل مسئله مشارکت واحدها با در نظر گرفتن ژنراتورهای بادی پرداخته شده است. مرجع [۶۲] یک مدل برای پخش بار اقتصادی بهینه کوتاه مدت ارائه کرده و به محاسبات ریسک برای بهره ­برداری سیستم­های قدرت در حضور مزرعه بادی با بهره گرفتن از روش ازدحام ذرات^[۳۷] پرداخته است. در مرجع [۴۹] مسئله مشارکت واحدها با قیود امنیتی با در نظر گرفتن نیروگاه بادی و ذخیره­ساز هوای فشرده^[۳۸] بهینه شده و تاثیر اضافه شدن این ذخیره­ساز در کنار نیروگاه­ بادی در بهبود نتایج بهینه­سازی بررسی شده است. در مراجع [۶۳]-[۶۵] به بررسی تاثیر نیروگاه­های بادی در برنامه­ ریزی تولید، هزینه سوخت، مقدار آلودگی و امنیت سیستم پرداخته شده است. [۶۲] ، [۶۳] و [۶۴]
در مرجع [۶۶] نیز دلایل فنی و اقتصادی استفاده از نیروگاه­های بادی مورد بررسی قرار گرفته و یک مدل تصادفی برای بررسی تاثیر عدم قطعیت تولید نیروگاه بادی در برنامه مشارکت واحدها ارائه شده است. در مرجع [۶۷] به بررسی ریسک مشارکت واحدها با در نظر گرفتن نیروگاه بادی پرداخته شده است؛ از مدل­های سری­های زمانی ARMA برای بدست آوردن توزیع احتمال سرعت باد و خروجی نیروگاه بادی استفاده شده است.
در مرجع [۶۸] الگوریتمی برای مشارکت واحدها با قیود امنیتی با در نظر گرفتن عدم قطعیت باد ارائه شده است. بدین صورت که در ابتدا مسئله مشارکت واحدها به صورت مسئله اصلی با توان تولیدی نیروگاه بادی که پیش ­بینی شده انجام می­ شود؛ سپس به کمک تعدادی سناریو باد به پخش بار مجدد پرداخته و تا زمانی که در این حالت­ها تجاوز از محدوده مجاز وجود داشته باشد، قیودی به مسئله اصلی اضافه شده و مجدداً مسئله مشارکت واحدها حل می­ شود. در مرجع [۶۹] یک متدولوژی برای مشخص کردن سطح رزروهای گردان و غیرگردان در یک سیستم قدرت در حضور نیروگاه بادی ارائه شده است. از برنامه­ ریزی تصادفی برای محاسبات بستن بازار در بازه زمانی روزانه (۲۴ ساعت) استفاده شده است.
هدف این پژوهش آن است که عدم قطعیت تولید این نیروگاه­ها را به نحوی شایسته و مناسب در برنامه مشارکت واحدها وارد کرده و شرایط واقعی حاکم بر شبکه را به جای فرض اطمینان از تولید نیروگاه­های بادی در نظر گیرد. عدم قطعیت تولید مزرعه بادی به صورت سناریو در مسئله بهینه­سازی لحاظ می­ شود که در بخش­های بعدی به تشریح آن پرداخته می­ شود.

۳-۳ مدل کردن عدم قطعیتِ نیروگاه بادی

عوامل مختلفی در خروجی توان توربین بادی اثر دارد که از بین آن­ها سرعت باد مهمترین عامل تعیین کننده می­باشد. عموماً خروجی توان این واحدها با توان سوم سرعت باد رشد می­ کند و پیش ­بینی توان این واحدها بر اساس پیش ­بینی سرعت باد صورت می­گیرد. بنابراین خطا در پیش ­بینی سرعت باد، منجر به خطای بزرگ­تری در پیش ­بینی توان خروجی واحدهای بادی می­ شود. بنابراین توان خروجی توربین­های بادی ماهیتی تصادفی دارند و می­توان با یک توزیع آماری نظیر توزیع ویبال، توزیع نرمال و… آن را مدل کرد، یا با بهره گرفتن از روش­هایی مانند شبکه عصبی [۵۸] و [۷۰]، روش ^[۳۹]ARMA [66] و یا منطق فازی [۷۱] توزیع احتمال آن تخمین زده می­ شود.
در این بخش روش مورد استفاده برای مدل کردن عدم قطعیت نیروگاه بادی ارائه می­ شود. در این تحقیق فرض شده که توان مزرعه بادی با یک توزیع نرمال مدل می­ شود، که در آن متوسط تولید بادی و انحراف معیار (درصدی از ) می­باشد. برای در نظر گرفتن عدم قطعیت تولید نیروگاه بادی به این صورت عمل می­ شود که در ابتدا تعداد زیادی سناریو برای باد و همچنین خروج واحدها و خطوط متناسب با ابعاد شبکه (تعداد متغیرهای تصادفی) و افق زمانی مورد مطالعه با بهره گرفتن از روش مونت کارلو تولید کرده و پس از کاهش تعداد سناریوها به تعداد مناسب به مسئله بهینه­سازی­ای اعمال می­ شود [۴۴]، که در بخش بعد به فرمولاسیون این مسئله پرداخته می­ شود (نحوه تولید سناریوها در پیوست (ب) آورده شده است).

۳-۳-۱ فرمولاسیون مشارکت واحدها با لحاظ کردن نیروگاه بادی

در این بخش با بهره گرفتن از متدولوژی معرفی شده در فصل۲ و ترکیب آن با روش­های مرسوم در نظر گرفتن عدم قطعیت نیروگاه­های بادی کارایی روش مذکور در حذف قیود و کاهش زمان اجرای برنامه بیش از پیش نشان داده می­ شود. در این بخش از فرمولاسیون موجود در مرجع [۶۹] استفاده شده با این تفاوت که در قسمتی از تابع هدف که به ازای سناریوهای مختلف باد، برای هر واحد رزروی متناسب با هر سناریو بدست می ­آید، با فرمولاسیون معرفی شده در فصل۲ جایگزین می­ شود و قیود اضافی حذف می­گردند. در ادامه تابع هدف و قیود مربوطه نشان داده شده است. هزینه کلی انرژی و رزرو سیستم در طول زمان مورد نظر بهره­بردار، به عنوان تابع هدف در نظر گرفته می­ شود بدین صورت که هزینه انرژی وابسته به میزان توان تولیدی و رزروهای سیستم است؛ بهره­بردار به دنبال کم کردن این هزینه خواهد بود، این تابع هزینه در رابطه (۳-۱) نشان داده شده است. تابع هزینه واحدها بصورت خطی درآمده و قیمت­های پیشنهاد شده ازسوی تأمین کننده­ های رزرو نیز دردسترس می­باشد. هزینه مربوط به روشن و خاموش­کردن واحدها نیز در نظر گرفته شده است. در این تابع هدف تنها واحدهای حرارتی در نظر گرفته شده ­اند. لازم به ذکر است که در برخی از روابط فصل۲ از اندیس k که بیانگر حوادث محتمل بود استفاده شده و در این فصل به جای اندیس k از اندیس s که بیانگر شماره سناریو از ۱ تا می­باشد استفاده شده است. بدیهی است که متغیرها و ثابت­ها از لحاظ ماهیتی همان نقش قبل را خواهند داشت.

۳-۷- روایی^[۴۶] (اعتبار) پرسشنامه
یکی از ویژگیهای فنی مهم ابزار گردآوری اطلاعات روایی یا اعتبار آن می باشد. روایی بیانگر آن است که آیا ابزار ما قادر به سنجش و اندازه گیری متغیر یا سازه ای که برای آن ساخته شده است، می باشد یا خیر؟

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

در واقع روایی با این مسئله سروکار دارد که یک ابزار اندازه گیری تا چه حد چیزی را اندازه گیری می کند که ما فکر می کنیم. جهت تعیین اعتبار ابزار اندازه گیری از روش های مختلفی چون اعتبار محتوایی و اعتبار سازه استفاده می شود.
۱– اعتبار محتوایی^[۴۷]: این نوع اعتبار به طور ضمنی به بررسی منظم محتوای آزمون میپردازد تا به این سؤال پاسخ دهد که آیا آزمون نمونه های معرف از حوزه رفتار مورد اندازه گیری را در بر میگیرد یا خیر؟ و این که سؤالات آزمون تا چه حد در ظاهر شبیه به موضوعی هستند که برای اندازه گیری آنها تهیه شده اند. پس از مشورت با اساتید راهنما و مشاور و تأیید آنها اعتبار محتوایی این پرسشنامه تضمین شد.
۲- اعتبار سازه^[۴۸]: این نوع اعتبار بیان می کند که نتایج به دست آمده از کاربرد یک ابزار اندازه گیری تا چه حد با نظریه هایی که آزمون بر محور آنها تدوین شده است تناسب دارد. یکی از مهم ترین
روش های تعیین اعتبار سازه تحلیل عاملی است.
به طور کلی اقدامات صورت گرفته برای بررسی میزان روایی پرسشنامه به شرح ذیل می باشد.
الف) مشورت با اساتید راهنما و مشاور و اخذ تأیید آنها
ب) مشورت با کارشناسان خبره و صاحبنظران مدیریت منابع انسانی
ج) استفاده از پرسشنامه هایی که در تحقیقات بسیاری مورد استفاده قرار گرفتهاند.
۳-۸ پایایی^[۴۹] (قابلیت اعتماد) پرسشنامه
دیگر ویژگی فنی ابزار تحقیق پایایی یا قابلیت اعتماد آن می باشد و نشانگر آن است که تا چه حد ابزار اندازه گیری ویژگی های با ثبات آزمودنی و یا ویژگی های متغیر و موقتی آن را می سنجد. پایایی به معنای آن است که آیا روش انتخاب شده موضوع مورد نظر را به طور دقیق می سنجد یا خیر؟
از روش های مختلفی جهت محاسبه ضریب پایایی استفاده می شود که عبارتند از:
الف) اجرای دوباره ب) روش موازی (همتا)
ج) آلفای کرونباخ د) روش کودر – ریچاردسون
در این تحقیق از روش آلفای کرونباخ که نشان میدهد که موارد در مقیاس به چه خوبی به یکدیگر وابستگی متقابل دارند، استفاده گردید. هر قدر ارتباط درونی بین موارد بیشتر باشد قابلیت اعتماد مقیاس کلی بیشتر است. این روش برای میزان سازگاری درونی گویه های یک شاخص به کار میرود. برای محاسبه ضریب آلفای کرونباخ ابتدا باید واریانس نمره های هر زیر مجموعه سوالهای پرسشنامه (یا زیر آزمون) و واریانس کل را محاسبه کرد. سپس با بهره گرفتن از فرمول زیر مقدار ضریب آلفا را محاسبه کرد
که در آن :
K = تعداد گویه ها یا تعداد سئوالات یک شاخص
S_i² = واریانس نمرات مربوط گویه شما رتبه iام
S_t²= واریانس جمع نمره های هر پاسخگو (واریانس کل شاخص)
مقدار صفر این ضریب نشان دهنده عدم قابلیت اعتماد و ۱+ نشان دهنده قابلیت اعتماد کامل است(کیماسی به نقل از سرمد و همکاران،۱۳۸۳، ص۷۱).
ابزاری که آلفای کرونباخ آن بالاتر از سطح مقدار مینیمم که توسط نانلی در سال ۱۹۸۷^[۵۰] پیشنهاد گردید یعنی ۷/۰ باشد، از جنبه پایایی در حد مناسبی قرار دارد. در این تحقیق برای بررسی میزان اعتبار پرسشنامه از آلفای کرونباخ استفاده گردید.
لازم به ذکر است با بهره گرفتن از نرم افزار SPSS آلفای کرونباخ برای پرسشنامه فوق ۸۴ % به دست آمده است که نشان دهنده درجه بالای قابلیت اعتماد این پرسشنامه می باشد.
۳-۹ روش های آماری مورد استفاده برای تجزیه و تحلیل اطلاعات
برای تجزیه و تحلیل پرسشنامه های این پژوهش از نرم افزار SPSS^[51] استفاده گردید. به این منظور از آزمونهایی نظیر، کولموگروف اسمیرنوف تک نمونهای^[۵۲]، T تک نمونهای^[۵۳] و ضریب همبستگی پیرسون^[۵۴] استفاده شد.
۳-۹-۱ آزمون کولموگروف- اسمیرنوف تک نمونهای
از پیش شرطهای آزمونهای پارامتری این است که توزیع داده های متغیر مورد بررسی، نرمال و یا نزدیک به نرمال باشد. برای بررسی این موضوع از آزمون کولموگروف-اسمیرنوف تک نمونهای استفاده شد. اگر مقدار این آزمون در سطح خطای کوچکتر از ۰۵/۰ بین ۹۶/۱+ و ۹۶/۱- باشد، نتیجه میگیریم که توزیع داده ها به صورت نرمال بوده و درغیر این صورت توزیع داده ها نرمال نمیباشد.
در حالت دوم نمیتوان اعداد مربوط به متغیر وابسته را در معادله آزمون قرار داد و بایستی از آزمونهای ناپارامتری استفاده کرد یا اینکه از لگاریتم اعداد به جای خود این اعداد در معادله استفاده نمود. فرمول آزمون کولموگروف- اسمیرنوف عبارت است از:
=Max
که در آن: = تابع توزیع تجمعی مشاهده شده
= تابع توزیع تجمعی نظری و مورد انتظار
۳-۹-۲ آزمون T تک نمونهای
برای بررسی وضع موجود از حیث میزان استقرار مدیریت دانش و نیز میزان عملکرد نوآورانه از آزمون T تک نمونهای استفاده گردید. این آزمون زمانی مورد استفاده قرار میگیرد که میخواهیم میانگین نمونه ها را با یک حالت معمول و رایج، استاندارد و یا حتی یک عدد فرضی و مورد انتظار مقایسه کنیم. از طرفی این آزمون میزان تعمیمپذیری میانگین به دست آمده در نمونه ها را به کل جامعه مشخص میکند. با توجه به حد
بالا و حد پایین، اگر میزان این آزمون در سطح خطای کوچکتر از ۰۵/۰ معنیدار باشد میتوان نتیجه گرفت که میانگین به دست آمده در سطح نمونه های تحقیق قابل تعمیم به کل جامعه آماری است. مقدار آزمون T تک نمونهای از طریق فرمول زیر محاسبه میشود.در این فرمول n حجم نمونه، m یا میانگین نمونه و µ میانگین جامعه است.
یا
که در آن:
۳-۹-۳ آزمون ضریب رگرسیون:
رگرسیون به پیش بینی مقدار یک متغیر وابسته بر اساس مقدار یک متغیر مستقل می پردازد. بر اساس این تکنیک آماری میتوان میزان تغییراتی از متغیر وابسته را که متغیر مستقل تبیین میکند مشخص نمود. ضریب تعیین تعدیل شده در رگرسیون نشان دهنده درصدی از تغییرات متغیر وابسته است که متغیر مستقل توانایی تبیین آن را دارد و بدیهی است بزرگتر بودن این ضریب نشان دهنده توانایی بیشتر متغیر مستقل در توضیح تغییرات متغیر وابسته است. این آزمون از آمارههای مختلفی تشکیل شده است. آماره F نشان میدهد که آیا متغیر مستقل از قدرت تبیین بالایی برخوردار بوده و قادر است به خوبی میزان تغییرات و واریانس متغیر وابسته را توضیح دهد یا خیر؟
آماره t به بررسی این واقعیت میپردازد که آیا متغیر مستقل تأثیر آماری معنی داری در تبیین تغییرات متغیر تعهد سازمانی دارد یا خیر؟
واضح است که بزرگتر بودن آمارههای t و F نشان دهنده برازش بیشتر مدل رگرسیونی تحقیق است و این موضوع سبب میشود که نتیجه بگیریم متغیر مستقل تأثیر زیادی در تغییرات متغیر وابسته دارد.
مقدار متغیر وابسته از روی مقدار متغیر مستقل از طریق یک معادله خطی برآورد میشود. این معادله شکل کلی زیر را دارد.
که در آن مقدار برآورد شده y ، عرض از مبدأ (مقدار ثابت رگرسیون) ، ضریب زاویه (ضریب رگرسیون) و متغیر اول است.
فصل چهارم
نتایج
مقدمه
داده های خام قبل از تجزیه و تحلیل هیچ کمکی به نتیجهگیری و ارائه راهکار نمیکنند. در این فصل به تجریه و تحلیل پرسشنامه های تکمیل شده توسط پاسخگویان خواهیم پرداخت. این فصل به دو بخش تحلیل توصیفی و تحلیل استنباطی تقسیم شده است. به این صورت که ابتدا با بهره گرفتن از آمار توصیفی، ویژگیهای جمعیت شناسی نمونه های مورد نظر را مورد بررسی قرار میدهیم. سپس با بهره گرفتن از آزمونهایی چون T تک نمونهای، پیرسون و کولموگروف-اسمیرنوف به آزمون همبستگی بین عوامل مدیریت دانش و عملکرد نوآورانه خواهیم پرداخت.
۴-۱ آمار توصیفی
در این بخش به تشریح برخی از ویژگیهای فردی پاسخ دهندگان میپردازیم.
۴-۱-۱ جنسیت

با توجه به قلمرو پژوهش که ستاد سازمان صنایع هوایی و سه شرکت (صنعت) مهم آن را در بر می گیرد و موضوع پژوهش که بررسی میزان و عوامل بهره مندی کارکنان سازمان از بزرگراه های اطلاعاتی با تاکید بر نقش اینترنت بوده و زمان انجام پژوهش که سال ۱۳۹۲ بوده است ، لذا جامعه آماری شامل مدیران، کارشناسان و کارکنان سازمان صنایع هوایی کشور می باشد که حدود ۱۲ هزار نفر حجم جامعه آماری بوده، که بر اساس الگوهای موجود از این میان تعداد ۴۲۷ نفر به عنوان نمونه آماری(حجم نمونه) برای پاسخ گویی به پرسشنامه انتخاب گردیدند.

(( 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. ))

روش نمونه گیری

نمونه: نمونه،گروهی از اعضای یک جامعه تعریف شده است که اطلاعات مورد نیاز پژوهش به کمک آن حاصل میشود. باید توجه داشت که اندازه نمونه به ماهیت پژوهش، ابزار اندازه گیری بهکار برده شده و ویژگی جامعه مورد نظر بستگی دارد.
در این پژوهش از روش نمونهگیری تصادفی طبقهای استفاده شده است که بر اساس این روش ابتدا عناصر جامعه به چند گروه ناهمپوش(طبقه) تقسیم و سپس از هر طبقه یک نمونه تصادفی ساده برگزیده میشود.
یکی از دلایل استفاده از این روش در پژوهش این است که میتوان اطمینان حاصل کرد نمونههایی با عناصر کافی از هر طبقه انتخاب شده، و نیز استفاده از این روش در به دست آوردن تخمینهای بهتری برای پارامترهای جامعه کمک میکند. زیرا اگر اختلاف عناصر بین طبقات بیشتر از اختلاف عناصر در داخل هر طبقه باشد، روش نمونهگیری طبقهبندی شده نتایج دقیقتری را نسبت به روش نمونهگیری تصادفی ساده ارائه میکند.

روش استخراج و پردازش داده ها:

برای انجام محاسبات آماری و تجزیه و تحلیل اطلاعات و بالا بردن دقت محاسبات از نرم افزار SPSS و آزمون فرضیه ها از آزمون من ویتنی((M-w استفاده شده است.

روش تجزیه و تحلیل و توصیف داده ها:

برای تجزیه و تحلیل داده های تحقیق از طریق تعیین جداول یک متغیرتک بعدی، فراروانی مطلق، درصد و ترسیم نمودار و نیز در تحلیل داده ها با ترسیم جداول دو بعدی و آزمون های آماری مناسب بهره گرفته شده است.

فصل چهارم: یافته های تحقیق

الف) توصیف و تفسیر جداول یک بعدی
ب) تجزیه و تحلیل جداول دو بعدی وآزمون فرضیه ها

جدول شماره (۱) توزیع فراوانی و درصدی بر حسب نام سازمان و شرکت:

شاخص آماری

فراوانی

درصد

درصد تجمعی

نام سازمان/شرکت

ستاد سازمان هوایی

۲۲۴

۸۶/۱

۸

شرکت پنها

۵۱۸۰

۱۶/۴۳

۱۸۵

شرکت صها

۵۱۴۰

۸۳/۴۲

۱۸۲

شرکت قدس

۱۴۵۶