۵-۳-۱-۳- بررسی اثر ولتاژ بر روی شکل‌گیری نانوساختارها
جهت بررسی اثر ولتاژ، آزمایش الکتروانباشت را در ولتاژهای ۵/۰ ولت، ۱٫۰ولت ، ۵/۱ولت و ۲٫۰ ولت انجام می‌دهیم. همانطور که از روی شکل ۵ -۷ از الف تا د مشاهده می‌شود به ترتیب با افزایش ولتاژ، قطر و شکل نانوحفره‌ها کاهش می‌یابد. همچنانکه مشاهده می‌شود در ولتاژ ۱ ولت نانو حفره‌ها با عمق نسبتاً زیاد رشد می‌کنند که این موضوع قابل توجه می‌باشد.
شکل( ۵- ۷ ) نانوپروس‌های تولید شده توسط الکتروانباشت الف) در ولتاژ ۵/۰ ولت ، ب) در ولتاژ ۱٫۰ولت،
ج) در ولتاژ ۵/۱ولت و د) در ولتاژ ۲٫۰ ولت
بدین ترتیب امکان ساخت نانوخفره‌ها با ساختاری متفاوت و متخلخل مختلف وجود دارد که یکی از اهداف این پروژه تغییر تخلخل با تغییر ولتاژ است.
آزمایش هیدروترمال را همانند آنچه که در بخش ۴-۳-۱-۲ گفته شد، بدون تغییر شرایط، تکرار می‌کنیم. همانطور که از روی شکل ۵ -۸ از الف تا د مشاهده می‌شود، ساختار نانوسیم‌ها وابسته به شکل مرحله قبلی می‌باشد بطوری که با افزایش ولتاژ، قطر نانوسیم‌ها کاهش می‌یابد. در این تصاویر به خوبی نشان داده می‌شود که با تغییر نوع ساختار زیرلایه نوع ساختار لایه مرحله دوم نیز تغییر می‌کند، حتی برخی از این نانوساختارهای بدست آمده شکل نانوسیم نداشته و بیشتر شبیه کلوخه‌ای شدند (شکل ب) و یا حتی ترکیبی از کلوخه‌ای و نانوسیم هستند که به طبع آن میزان تخلخل نیز متفاوت خواهد بود.

شکل( ۵ – ۸ ) نانومیله‌ها و نانوکلوخه‌های شکل گرفته بر روی زیرلایه‌های تولید شده به روش الکتروانباشت در الف) ولتاژ ۵/۰ ولت، ب) ولتاژ ۱٫۰ ولت ج) ولتاژ ۵/۱ ولت و د) ولتاژ ۲٫۰ ولت
۵-۳-۲- رشد نانوحفره‌ها‌ بر روی لایه نازک از نانوسیم اکسیدروی
در این مرحله عکس فرایند قبل را انجام می‌دهیم. ابتدا بر روی زیرلایه FTO به روش هیدروترمال نانوسیم‌ها را رشد می‌دهیم. تصویر SEM از رشد نانو ساختارهای اکسید روی در مرحله‌ی هیدروترمال در شکل ۵-۹ نشان داده شده است. همانطور که از روی شکل مشخص است، چون در این مرحله ابتدا از روش هیدروترمال استفاده کردیم و نانوسیم‌ها را بر روی زیرلایه‌ خام FTO رشد داده‌ایم، یکنواختی قطر نانوسیم‌های بدست آمده دلالت بر تأثیر زیرلایه بر روی رشد نانوساختار دارد. البته شایان ذکر است به هم ریختگی نانوسیم‌ها و عدم تشکیل ساختارهای هم خط شده به عدم وجود و غیر یکنواخت بودن زیرلایه دانه‌ای نسبت داده می‌شود.
شکل (۵ – ۹ ) تصویر SEM از رشد نانو ساختارهای اکسید روی که بصورت نانو میله هستند در مرحله ی هیدروترمال
در گام بعد با بهره گرفتن از روش الکتروانباشت، نانوحفره‌‌های اکسید روی را بر روی نانوسیم‌ها تولید می‌کنیم. برای بررسی اثر ولتاژ، آزمایش الکتروانباشت را در ولتاژهای ۵/۰ ولت، ۱٫۰ولت ، ۵/۱ولت و ۲٫۰ ولت انجام می‌دهیم. همانطور که از روی شکل ۵ -۱۰ مشاهده می‌شود در ولتاژ یک ولت نانوعدسی‌ها، مخلوطی با اشکال دیگر می‌شود. در ولتاژ ۵/۱ ولت حفره‌های عمیق تولید می‌شوند که جای بررسی بیشتری دارد و در ولتاژ ۲ ولت نانوساختارهای کلوخه‌ای تشکیل می‌شود. بدین ترتیب با تغییر شکل نانوساختارهای زیرلایه‌ها امکان تولید انواع نانوساختارهایی با تخلخل متفاوت فراهم است.

شکل( ۵ – ۱۰) تصویر SEM از رشد نانو ساختارهای اکسید روی در مرحله ی الکتروانباشت الف) در ولتاژ ۰٫۵ ولت، ب) در ولتاژ ۱٫۰ ولت ج) در ولتاژ ۱٫۵ ولت و د) در ولتاژ ۲٫۰ ولت
۵-۴- ساختار بلوری
شکل ۵ – ۱۱ طیف پراش اشعه ایکس نانوسیم‌های هگزوگونال رشد داده شده در این پژوهش را نشان می‌دهد. تمامی پیک‌های موجود در طیف پراش به‌خوبی معرف ساختار بلوری هگزوگونال ورتسایت اکسیدروی با جهت‌گیری (۰۰۲) می‌باشد ( مطابقت با کارت استاندارد ۳۶-۱۴۵۱). پیک پراش تیز و برجسته در ^◦۵۳ /۳۴=Ɵ۲ مربوط به صفحه (۰۰۲) اکسیدروی می‌باشد و نشان می‌دهد که نانوساختارهای رشد یافته جهت‌گیری ترجیحی محور c دارند و عمود بر سطح زیرلایه می‌باشد ]۹۴٫[ هیچ پیک پراشی ناشی از ناخالصی یا Zn فلزی در طیف پراش اشعه ایکس نمونه‌ها مشاهده نشد که بیانگر رشد نانوساختارهای اکسیدروی به‌ صورت نسبتاً خالص می‌باشد.
شکل (۵ – ۱۱) الگوی پراش پرتو ایکس از نانو دیسک های اکسید روی تولید شده به روش الکترو انباشت
۵-۵- بررسی خواص نوری
نانوسیم‌ها و نانوحفره‌های اکسیدروی بدست آمده با طول، ضخامت دیواره و قطر حفره‌ی متفاوت، جذب نور و خواص کاتالیزور نوری متفاوت از خود نشان می‌دهند، که این به علت بازده متفاوتی است که در برخورد نوری از خود نشان می دهند. خواص اپتیکی نانو ساختارهای ترکیبی اکسیدروی حاصل توسط UV بررسی گردید. این نانو ساختارها در ناحیه‌ی طیف مرئی شفاف بوده و نور را از خود عبور می دهند.
در این بخش به بررسی خواص جذب این ساختارها در سه مرحله می‌پردازیم:
خواص جذب نانوسیم‌های تک مرحله‌ای
خواص جذب نانوحفره‌‌های تک مرحله‌ای
خواص جذب نانوساختار‌های ترکیبی اکسیدروی (دو مرحله‌ای)
منحنی جذب نانوسیم‌های ZnO تک مرحله‌ای در شکل ۵-۱۲ نشان داده شده است. بیشترین جذب در طول موج تقریبی ۳۲۵ نانومتر و در حدود ۴۵ درصد می‌باشد. در طول موج بین ۴۰۰ تا ۸۰۰ نانومتر جذب تقریباً یکنواخت بوده است.
شکل (۵-۱۲) منحنی جذب نانو سیم‌های اکسید روی، تک مرحله‌ای
منحنی جذب نانوحفره‌های ZnO تک مرحله‌ای در شکل ۵-۱۳ نشان داده شده است. بیشترین جذب در طول موج تقریبی ۳۲۵ نانومتر و در حدود ۴۵ درصد می‌باشد. در طول موج بین ۴۰۰ تا ۸۰۰ نانومتر جذب تقریباً یکنواخت بوده است.
شکل(۵-۱۳) منحنی جذب نانو پروس‌های اکسید روی، تک مرحله‌ای
منحنی جذب نانوساختار ترکیبی ZnO در شکل ۵-۱۴ نشان داده شده است. در این ترکیب ابتدا با بهره گرفتن از روش هدروترمال، نانوسیم‌های اکسیدروی رشد داده شده‌اند سپس با بهره گرفتن از روش الکتروانباشت نانوحفره‌های اکسیدروی را تولید کرده‌ایم. همانطور که از روی شکل مشاهده می‌شود بیشترین جذب در طول موج تقریبی ۳۲۵ نانومتر و در حدود ۴۵ درصد می‌باشد.
شکل( ۵-۱۴) منحنی جذب نانوساختار ترکیبی ZnO
۵-۶- ساخت سلول خورشیدی حساس شده به رنگدانه
در این بخش مراحل ساخت سلول خورشیدی رنگدانه‌ای شرح داده می‌شود.
۵-۶- ۱- آماده‌ سازی الکترود کار در سلول خورشیدی رنگدانه‌ای
در این تحقیق الکترود کار مورد استفاده در سلول خورشیدی الکترودی است که از نانوساختارهای اکسیدروی تشکیل شده است.
۵-۶- ۲- آماده‌ سازی الکترود مقابل در سلول خورشیدی رنگدانه‌ای
الکترود مقابل در سلول خورشیدی رنگدانه‌ا‌ی لایه بسیار نازکی از کاتالیست پلاتین بر روی شیشه پوشش داده شده با اکسید رسانای شفاف می‌باشد که برای ساخت این الکترود، زیرلایه که مشابه زیرلایه کاری می‌باشد را در اندازه مناسب ( سانتی متر مربع ) با بهره گرفتن از قلم الماس برش داده و با بهره گرفتن از مته بسار ریز ( ۱ میلی متر) حفره‌ای در آن ایجاد می‌شود. ایجاد این حفره به منظور وارد کردن الکترولیت لازم می باشد. سپس زیرلایه‌ها مطابق مراحل شستشوی زیرلایه‌های الکترود کار شسته می‌شوند.
۵-۶- ۳- آماده‌ سازی الکترولیت سلول خورشیدی رنگدانه‌ای
در این تحقیق از الکترولیت حاوی مواد به عنوان صفت اکسایش / کاهش I^–/ I^–₃ در الکترولیت استفاده شده است.
۵-۶- ۴- بستن سلول خورشیدی رنگدانه‌ای
پس از آماده‌سازی الکترودکار و الکترود مقابل به صورتی که در بخش‌های قبل توضیح داده شد، سلول خورشیدی رنگدانه‌ای با بهره گرفتن از ورقه‌‌ی پلیمری با نام تجاری سورلین ^[۸۱] آب‌بندی می‌شود. این ورق پلیمری که دارای ضخامتی برابر ۳ میکرومتر می‌باشد نقش فاصله‌انداز ^[۸۲] میان الکترودها و همچنین نقش درزگیر برای جلوگیری از تبخیر الکترولیت درون سلول خورشیدی رنگدانه‌ای را داراست. این ورق پلیمری در ابعاد مناسب، متناسب با ابعاد سلول خورشیدی رنگدانه‌ای بریده شده و درون آن حفره‌ای ایجاد شده است. سپس ورقه پلیمری با اتانول شسته شده، میان الکترود‌کار و الکترود مقابل قرار می‌گیرد. این ساختار با گیره محکم شده، به مدت ۹۰ ثانیه در دمای ۱۲۰ درجه در آون قرار می‌گیرد. در این دما ورقه پلیمری ذوب شده و باعث به هم چسبیدن الکترودها به هم می‌شود.
وارد کردن الکترولیت به درون سلول، در خلاء و با قرار دادن چند قطره محلول الکترولیت بر روی سوراخی که از قبل به این منظور تعبیه شده است انجام می‌شود. پس از وارد کردن الکترولیت این سوراخ نیز با بهره گرفتن از ورقه پلیمری و یک لایه شیشه کوچک آب‌بندی می‌شود.
۵-۶- ۵- مشخص یابی سلول خورشیدی رنگدانه‌ای
در این بخش به بررسی نتایج حاصل از مشخصه‌یابی سلول خورشیدی حساس شده به رنگی می‌پردازیم که در آن از نانوساختار‌های ترکیبی اکسیدروی بعنوان الکترود‌کار استفاده شده است. منحنی جریان – ولتاژ حاصل از این نانوساختار‌ در شکل ۵ – ۱۵ ارائه شده است. بازده بدست آمده برای این سلول در حدود ۱/۰ درصد می‌باشد.
شکل( ۵-۱۵) منحنی جریان – ولتاژ سلول خورشیدی حساس شده به رنگ با لایه اکسید‌روی
فصل ششم
بحث و نتیجه‌گیری
اخیراً مطالعه بر روی نانوساختارهای اکسیدروی با توجه به خواص نیمه‌رسانایی این ماده و کاربردهای فراوانی که در زمینه نانوالکترونیک دارد، بسیار مورد توجه قرار گرفته است. با توجه به اینکه روش‌های تجربی مختلفی برای رشد نانوسیم‌های اکسیدروی استفاده می‌شود، ما از روش هیدروترمال و الکتروانباشت بدلیل قابلیت اجرا در دماهای پایین، مقرون به صرفه بودن، سادگی تجهیزات مورد نیاز و در نتیجه امکان تولید انبوه استفاده کرده و نانوساختارهای ترکیبی اکسید روی را تولید کردیم. در گام اول از روش الکترو انباشت استفاده کرده و نانو ساختارهای اکسید روی را تولید می کنیم. در ابتدا زیرلایه‌های شیشه‌ای دارای پوشش FTO، با بهره گرفتن از آلتراسونیک در حمام‌های استون، اتانول و آب مقطر، کاملا تمیز می‌کنیم. در این روش از جریان الکتریکی برای کاهش کاتیون‌های موجود در الکترولیت به منظور انباشت مواد استفاده می‌گردد. نمونه‌ای که باید انباشت بر روی آن انجام گیرد ( زیر لایه شیشه ای FTO به عنوان کاتد)، به همراه فلز روی بعنوان آند درون الکترولیتی که شامل زینک نیترات، هگزامین ، پلی وینیل پیرولیدون، آب دیونیزه و اتانول با خلوص ۹/۹۹% می‌باشد در راکتور واکنشی یا همان سلول شیمیایی آزمایش قرار می‌گیرند .کاتد و آند هر دو به منبع تغذیه‌ی خارجی متصل می‌باشند. کاتد را در فاصله cm 2 آند قرار می‌گیرد. هنگامی که منبع تغذیه روشن است ، کاتد به خروجی منفی و آند به خروجی مثبت وصل هستند، اتم‌های فلزی محلول در الکترولیت در تماس با سطح آند، به کاتیون تبدیل شده و بار مثبت می‌گیرند. سپس به سمت کاتد با بار منفی حرکت کرده و در مرز بین محلول و کاتد کاهیده شده و در حالت بدون بار بر روی کاتد انباشته می‌گردند. مدت واکنش در حدود نیم ساعت و دمای آن ۵۰ درجه سانتی‌گراد انتخاب شده است. پس از اتمام واکنش، زیرلایه‌ را از محلول خارج کرده و با آب مقطر شستشو می‌دهیم. در گام دوم از روش هیدروترمال استفاده می‌کنیم. در این روش فرایند رشد در دو مرحله صورت می‌گیرد. در مرحل اول نانو ذرات اکسید روی با قطرهایی متفاوت که بسته به روش بذر گذاری می‌باشد بر روی سطح زیر‌لایه، لایه نشانی می‌شوند. برای ایجاد لایه دانه‌ای از زینک استات با غلظت mM5، استفاده شده است. با بهره گرفتن از روش چکاندن قطره، زیرلایه‌ها با لایه‌ای از محلولی اتانولی استات‌روی، پوشش داده می‌شوند این لایه‌ نازک در کوره در دمای ۳۵۰، به مدت ۳۰ دقیقه، به صورت ZnO جزیره‌ای (دانه‌ای) در می‌آید. در مرحله دوم رشد نانو‌سیم‌های اکسید‌روی از طریق قرار دادن زیر لایه بذر گذاری شده در درون محلولی شامل زینک نیترات ، هگزامین و آب DI، با نسبت مولی یکسان، قرار داده می‌شود. زیرلایه‌های دانه‌دار را بصورت معلق و رو به پایین، درون محلول قرار داده می‌شوند. مدت واکنش در حدود ۳ ساعت، در دمای ۷۰ درجه سانتی گراد انتخاب شده است. سپس برای بهبود ساختار بلوری اکسید‌روی و برداشتن آلودگی‌های آلی و غیرآلی به جا مانده از محلول واکنش، زیرلایه‌ها در دمای ۴۰۰ درجه سانتی‌گراد، به مدت ۳۰ دقیقه، حرارت داده می‌شوند. با توجه به اینکه زیرلایه جهت مرحله هیدروترمال، نانوساختار بوده است، نانوساختارهای مرحله دوم دارای ضخامت‌ و قطرهای مختلفی هستند در حالیکه اگر زیر لایه صاف بود، یک نانوساختار با نانو میله‌های تقریبا هم قطر بوجود می‌آمد. برای بررسی اثر ولتاژ در تشکیل نانوساختارها، آزمایش الکتروانباشت را در ولتاژهای ۰٫۵ ولت، ۱٫۰ولت ، ۱٫۵ولت و ۲٫۰ ولت انجام می‌دهیم. نتایج نشان می‌دهد که با افزایش ولتاژ، قطر وشکل نانو حفره‌ها کاهش می‌یابد.

Woolgar, L. (2007). New institutional policies for university–industry links in Japan. Research Policy, 36, 1262.
آذر، ع.، و مؤمنی، م. (۱۳۸۹). آمار و کاربرد آن در مدیریت (نسخه ۳، جلد ۲). تهران: سازمان مطالعه و تدوین کتب علوم انسانی دانشگاهها (سمت)، ۲۹، ۲۹۹، ۳۳۰.
احمدی، ف.، نصیریانی، خ.، و اباذری، پ. (۱۳۸۷). تکنیک دلفی: ابزاری در تحقیق. مجلۀ ایرانی آموزش در علوم پزشکی، ۸ (۱)، ۱۷۵.
اسلامی، ا. (۱۳۷۳). نظریه‏هایی که می‏توانند نزدیک شوند. دومین کنگرۀ سراسری توسعۀ ارتباط صنایع با مراکز آموزشی و پژوهشی (ص. ۵۵). فردوسی: کنگرۀ سراسری توسعۀ ارتباط صنایع با مراکز آموزشی و پژوهشی.
اندریسن، آ. (۱۳۸۴). بازاریابی تغییرات اجتماعی، تغییر رفتار برای ارتقای بهداشت، توسعۀ اجتماعی و محیط زیست. (ن. بلیغ، م. جوادییگانه، و م. عباسی لاخانی، مترجم) تهران: طرح آینده.

باقری‏نژاد، ج. (۱۳۸۷). سیستم ارتباط دانشگاه و صنعت برای توسعۀ فناوری در ایران، سازوکارها و پیشنهادها. سیاست علم و فناوری، ۱، ۱-۸.
پزشکی راد، غ.، و فعلی، س. (۱۳۸۹). چالش‏ها و راهکارهای فرآوری، بازاریابی و صادرات زعفران: کاربرد فن دلفی. ۴ (۱)، ۱۴۶.
پورعزّت، ع.، قلی‏پور، آ.، و ندیرخانلو، س. (۱۳۸۹). تبیین موانع کارآفرینی دانشگاهی و تجاری‏سازی دانش در دانشگاه تهران. سیاست علم و فناوری، ۴، ۷۳.
توفیقی داریان، ج. (۱۳۸۵). آسیب‏شناسی مبانی ارتباط دانشگاه و صنعت. فصلنامۀ آموزش مهندسی ایران، ۳۴، ۲۳.
جبل‏عاملی، م.، و آزادگان‏مهر، م. (۱۳۸۹). الگوی حمایت از شکل‏گیری شرکت‏های انشعابی دانشگاهی، با سازوکار سرمایه‏گذاری خطرپذیر؛ مطالعۀ موردی: دانشگاه علم و صنعت ایران. فصلنامۀ علمی ـ پژوهشی سیاست علم و فناوری، ۳ (۱)، ۱۵-۱۶.
حق شناس فرد، م.، و زیودار، م. (۱۳۸۹). ارتباط دانشگاه و صنعت ـ چالش ها و راهکارها. مجلۀ مهندسی شیمی ایران، ۹، ۴۴.
خاکی، غ. (۱۳۸۴). روش تحقیق با رویکردی به پایان‏ نامه‏نویسی (جلد ۲). تهران: انتشارات بازتاب.
خالقی بایگی، م. (۱۳۸۵). نقش و جایگاه صنعت مشاوره در پویا کردن ارتباط صنعت و دانشگاه. پایان‏نامۀ کارشناسی ارشد رشتۀ مدیریت بازرگانی ، ۳-۴; ۱۶۵. تهران: دانشگاه شهید بهشتی.
دانایی‏فرد، ح.، الوانی، س. م.، و آذر، ع. (۱۳۸۶). روش‏شناسی پژوهش کیفی در مدیریت: رویکردی جامع (نسخه ۲). انتشارات صفار ـ اشراقی.
دلاور، ع. (۱۳۷۸). مبانی نظری و عملی پژوهش در علوم انسانی و اجتماعی. انتشارات رشد.
رضائیان، ع. مبانی سازمان و مدیریت. سمت.
زارعی متین، ح. (۱۳۷۸). روش‏های تغییر فرهنگ سازمانی. دانش مدیریت، ۴۶، ۱۱۰-۱۲۳.
زارعی متین، ح. (۱۳۷۸). شیوه‏های نوین در مدیریت رفتار سازمانی. مجلۀ مجتمع آموزش عالی قم، ۳، ۱۲۳-۱۳۳.
زارعی، ح. (۱۳۷۷). همکاری دانشگاه و صنعت ـ تحلیل سیستمی. پایان‏نامۀ کارشناسی ارشد، رشتۀ مهندسی صنایع ، ۱-۳; ۱۰۲. تهران: دانشگاه تربیت مدرس.
شمس، م.، و رشیدیان، آ. (۱۳۸۵). بازاریابی اجتماعی: کاربرد و مزیت استفاده از آن، در آموزش مداوم پزشکی. گام‏های توسعه در آموزش پزشکی، ۳ (۱)، ۶۰.
شهابی، ح. (۱۳۷۵). ارتباط صنعت و دانشگاه. پایان‏نامۀ کارشناسی ارشد مهندسی صنایع ، ۱۲۲-۱۳۲; ۱۵۵-۱۶۳. مازندران: دانشگاه علوم و فنون مازندران.
صحرایی، ف. (۱۳۷۶). طرح موانع توسعۀ علمی ایران و نقش تعدیلی مطبوعات. پایان‏نامۀ کارشناسی ارشد رشتۀ روزنامه‏نگاری . تهران: دانشگاه آزاد، واحد مرکز.
طالبی، ک.، و زارع یکتا، م. (۱۳۸۷). آموزش کارآفرینی دانشگاهی و نقش آن در ایجاد و توسعۀ شرکت‏های کوچک و متوسط (SME) دانش‏بنیان. توسعۀ کارآفرینی، ۱، ۱۱۶-۱۲۰.
مؤمنی، م.، و فعال قیومی، ع. (۱۳۸۹). تحلیل‏های آماری با بهره گرفتن از نرم‏افزار SPSS (نسخه ۳). تهران: مؤلف.
محمدی، ب. (۱۳۸۷). درآمدی بر روش تحقیق کیفی. تهران: پژوهشگاه علوم انسانی و مطالعات فرهنگی، ۱۳۹.
موسایی نژاد، ا. (۱۳۸۰). جایگاه واحدهای تحقیق و توسعه در نوسازی صنعت ـ چالشها و امیدها. خبرنامۀ تحقیق و توسعه، ۱۳، ۵-۸.
مینگ لو، و. (۱۳۶۹). نقش دانشگاه‏ها در پیشرفت علوم و تکنولوژی در تایوان، همکاری‏های دولت، دانشگاه و صنعت برای تکنولوژی. (م. سلیمی، مترجم) تهران: انتشارات دانشگاه صنعتی امیرکبیر، ۱۸.
هاشم‏نیا، ش.، عمادزاده، م.، صمدی، س.، و ساکتی، پ. (۱۳۸۸). روش‏های تجاری‏سازی در آموزش عالی و چالش‏های آن. فصلنامۀ انجمن آموزش عالی ایران، ۲.
هومن، ح. (۱۳۸۵). راهنمای عملی پژوهش کیفی. تهران: سازمان مطالعه و تدوین کتب علوم انسانی دانشگاهها (سمت)، ۵۵-۵۶، ۸۸، ۹۲.
پیوست­ها
پرسشنامه مرحله اول:
پرسشنامه اعضای هیأت علمی:
صاحبنظر گرامی:
پرسشنامۀ پیش رو، مربوط به مرحلۀ اول تحقیقی با عنوان «بررسی موانع فردی ارتباط اعضای هیأت علمی دانشگاه با متخصصین بخش صنعت از طریق بازاریابی اجتماعی»، با بهره گرفتن از نظرات شما گرامیان می­باشد. خواهشمند است با کمال دقت به پرسش­های زیر که به صورت باز، مطرح شده ­اند پاسخ دهید. پیشاپیش از همکاری شما عزیزان در این مطالعه، که نشان از توجه حضرتعالی به امر تولید دانش است بینهایت متشکریم.
رضا طاهری
دانشجوی کارشناسی ارشد
مدیریت بازرگانی
۱ ـ به نظر شما، چرا یک عضو هیأت علمی دانشگاه، باید با متخصصین بخش صنعت، ارتباط برقرار کند؟ به عبارت دیگر، چه نیازی به برقراری این ارتباط وجود دارد؟
۲ ـ به نظر شما، ارتباط، باید چه ویژگی­هایی داشته باشد تا عضو هیأت علمی دانشگاه، راغب به برقراری آن باشد؟
۳ ـ به نظر شما، به چه طریق و از چه کانال­هایی می­توان این ارتباطات را برقرار و تسهیل کرد؟
۴ ـ به نظر شما چه موانعی در اعضای هیأت علمی، وجود دارد که مانع برقراری ارتباط با متخصصین بخش صنعت می­ شود؟
۵ ـ چه موانع دیگری (به جز مواردی که به خود شخص بازمی­گردد و در سؤال قبل، پرسیده شد) ارتباط اعضای هیأت علمی دانشگاه­ها و متخصصین بخش صنعت را سد می­ کند؟
در پرسشنامه مرحله اول مربوط به متخصصین بخش صنعت نیز همین سؤالات تکرار شده است با این تفاوت که «متخصصین صنعت» جایگزین «اعضای هیأت علمی» در سؤالات می­ شود.
پرسشنامه مرحله دوم:
در مرحله دوم که مرحله جمع­بندی است؛ همین سؤالات بعلاوه پاسخ­های داده شده به آنها، در اختیار صاحب­نظران قرار می­گیرد تا اقدام به حذف و اضافه کردن موارد و یا اصلاح آنها نمایند.
پرسشنامه مرحله سوم:
پرسشنامه اعضای هیأت علمی:
صاحبنظر گرامی:
پرسشنامۀ پیش رو، مربوط به مرحلۀ سوم تحقیقی با عنوان «بررسی موانع فردی ارتباط اعضای هیأت علمی دانشگاه با متخصصین بخش صنعت از طریق بازاریابی اجتماعی»، با بهره گرفتن از نظرات شما گرامیان می­باشد. خواهشمند است با کمال دقت، به پرسش­ها پاسخ دهید. پیشاپیش از همکاری شما عزیزان در این مطالعه، که نشان از توجه حضرتعالی به امر تولید دانش است بینهایت متشکریم.
رضا طاهری
دانشجوی کارشناسی ارشد
مدیریت بازرگانی

1. 1. در فاکتورهای مشخص شده پذیرش فرآیندهای مدیریت زنجیره تامین، ۳ مورد اتلاف منابع در حال رخ دادن است؛ که عبارتند از: سنجه ۳۱ (اطلاع رسانی به مصرف کنندگان)، سنجه ۳۴ (راهگشایی در بهینه سازی اطلاعات) و سنجه ۳۵ (همکاری چند جانبه با تامین کنندگان)؛ که در این موارد، سنجه ۳۵ (همکاری چند جانبه با تامین کنندگان) باید بیشتر مورد بازنگری توسط مدیران مدیریت زنجیره تامین قرار گیرد. زیرا پاسخ دهندگان از عملکرد سازمان رضایت دارند، اما مدیران باید توجه داشته باشند که تلاش فعلی بر ویژگی های این قسمت غیرضروری و زائد است. به عبارت دیگر منابع اختصاص یافته به این ویژگی‌ها بیش از مقدار مورد نیاز است و باید جای دیگری مصرف شوند.

1. 1. در فاکتورهای مشخص شده پذیرش فرآیندهای مدیریت زنجیره تامین، یک مورد اولویت پایین در حال وقوع است؛ که سنجه ۲۸ (مطابقت سفارشات دریافتی) می باشد؛ باید بیشتر مورد بازنگری توسط مدیران مدیریت زنجیره تامین قرار گیرد. زیرا سطح عملکرد در اینجا پایین است، اما مدیران نباید در این بخش تمرکز زیادی داشته باشند. زیرا مشخصه های ادراک شده خیلی مهم نیستند و منابع محدود باید خرج شود.

1. 1. 1. در فاکتورهای مشخص شده پذیرش فرآیندهای مدیریت زنجیره تامین ، ۲ سنجه در ناحیه “اینجا تمرکز کنید”؛ قرار گرفته است که عبارتند از: سنجه ۳۲ (کمک از تامین کنندگان) و سنجه ۳۳ (توانایی جبران ضرر خدمات)؛ که در این موارد، سنجه ۳۳ (توانایی جبران ضرر خدمات) باید بیشتر مورد بازنگری توسط مدیران مدیریت زنجیره تامین قرار گیرد. زیرا نیازمند توجه فوری جهت بهبود است. نکته اساسی این است که ناتوانی برای شناسایی مشخصه ها در اینجا موجب رضایت پایین مشتری می شود. در حقیقت تلاش برای بهبود باید در بالاترین اولویت قرار گیرد، زیرا ضعف اساسی در این ناحیه می باشد.

      ( 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. )

1. 1. در فاکتورهای مشخص شده پذیرش فرآیندهای مدیریت زنجیره تامین، ۲ سنجه در ناحیه “کار خوب را ادامه دهید”؛ قرار گرفته است، که عبارتند از: سنجه ۲۹ (پیش بینی نیازهای آتی مصرف کنندگان)و سنجه ۳۰ (تنظیم ظرفیت ارائه خدمات)؛ که در این موارد، سنجه ۲۹ (پیش بینی نیازهای آتی مصرف کنندگان) باید بیشتر مورد بازنگری توسط مدیران مدیریت زنجیره تامین قرار گیرد. زیرا در این وضعیت باید کار خوب را حفظ کرد و ادامه داد. این قسمت به عنوان قوت اصلی سازمان در نظر گرفته شده و باید ادامه یابد.

۵-۶ ) محدودیت های تحقیق

به دلیل روابط پیچیده و چند بعدی متغیرها و خروجی ها، اکتفا کردن به پرسشنامه برای سنجش این روابط کافی نمی باشد. اگر پاسخ دهندگان، اطلاعات تحریف شده را ارائه دهند، معیارهای عینی برای ارزیابی پاسخ های دریافتی وجود ندارد.
استفاده از پرسشنامه (اندازه گیری ذهنی) برای متغیرهایی که داده های عینی برای آن ها وجود ندارد، را با مشکل روبرو می کند که از محدودیت های پژوهش می باشد.
به دلیل عدم کاربرد تحقیقات‌ قبلی که شاید ناشی از عدم توجه به آرای قبلی کارکنان باشد، آن‌ها چندان رغبتی به تکمیل پرسشنامه نداشتند.
از محدودی های دیگر تحقیق حاضر، عـدم تجمـع آزمودنی ها در محـل کـار اسـت؛ زیـرا کارکنـان بـه دلیـل موقعیت شغلی به صورت دائم و همـه روزه در یـک محـل حضور نداشتند و دسترسی به آنـان در یـک زمـان خـاص برای توزیع پرسشنامه امکان پذیر نبود. بنـابرایـن، توزیـع پرسشنامه در روزهای مختلف انجـام گردیـد و بـه همـین خاطر ممکن است متأثر از نظرات سایرین باشد.

۵-۷) پیشنهادات برای تحقیقات آتی

1. 1. پیشنهاد می شود، بررسی تاثیر وجود واحد مجزا زنجیره تامین در ساختار سازمانی بر عملکرد شرکتهای گاز استانی، در تحقیقات آتی مورد توجه قرار گیرد.

1. 1. در تحقیقات آتی، مدلسازی زنجیره تامین با توجه به شرایط و محدودیتهای شرکتهای گاز استانی، در شرایط عدم قطعیت، مورد بررسی قرار گیرد.

1. 1. در تحقیقات آتی، شناخت اصول پایه ای مدیریت زنجیره تامین در شرکتهای گاز استانی، مورد بررسی و توجه قرار گیرد.

1. 1. بررسی ظرفیت مدیریت زنجیره تامین در سازگاری با نوآوری های تکنولوژیک و نوین در شرکتهای گاز استانی مورد توجه قرار گیرد.

منابع و مآخذ

منابع فارسی

1. 1. آذر، عادل و مومنی، منصور (۱۳۸۷)، آمار و کاربرد آن در مدیریت، انتشارات سمت، تهران، جلد اول.

1. 1. آذر، عادل و مومنی، منصور (۱۳۹۰)، آمار و کاربرد آن در مدیریت (تحلیل آماری)، انتشارات سمت، تهران، جلد دوم.

1. 1. آذر، عادل ؛ تیرزو، علی ؛ مقبل باعرض ، عباس و انواری رستمی ، علی اصغر (١٣٨٩). طراحی مدل چابکی زنجیره تأمین؛ رویکرد مدل سازی تفسیری -ساختاری ، مدرس علوم انسانی -پژوهش های مدیریت در ایران، دوره ١۴، شماره ۴، صفحه ١-٢۵.

1. 1. آذر، عادل، علی محمدلو مسلم، مقبل باعرض عباس و احمدی پرویز، “طراحی چارچوبی برای اندازه گیری کیفیت خدمات در زنجیره تامین”، چشم انداز مدیریت صنعتی، شماره ۶، تابستان ۱۳۹۱، ص ص۲۴-۹.

1. 1. آذر، عادل ، علی محمدلو، مسلم (١٣٨۶ )، طراحی مدل ریاضی مدیریت موجودی در زنجیره تأمین، فصلنامه علمی -پژوهشی پژوهش های مدیریت ، دوره ١١ ، شماره ٣. صص ۱۸-۲۹.

1. 1. استدلر، هارتموت ؛ کیلگر، کریستوف(۱۳۸۰)، مدیریت زنجیره تامین و برنامه ریزی پیشرفته ، ترجمه: عسگری ، نسرین ، زنجیرانی فراهانی ، رضا، تهران ، انتشارات ترمه.

1. 1. احمدی، حسین(۱۳۸۴)، مدیریت زنجیره تامین، چاپ اول ، انتشارات مرکز آموزش و تحقیقات صنعتی.

1. 1. اشتدلر، هارتموت؛ کیلگر، کریستوف (۱۳۸۵)، مدیریت زنجیره تامین، ترجمه عسگری نسرین و زنجیرانی فراهانی رضا، چاپ اول، تهران: انتشارات دانشگاه امیرکبیر.

1. 1. تیموری، ابراهیم؛ احمدی، مهدی(۱۳۸۸)، مدیریت زنجیره تامین؛چاپ اول، مرکز انتشارات دانشگاه علم صنعت

1. 1. جعفرنژاد، احمد و شهایی، بهنام (١٣٨۶)، مقدمه ای بر چابکی سازمانی و تولید چابک ، کتاب مهربان نشر، تهران

1. 1. جولای، فریبرز و بهزاد هزارخوانی (١٣٨۵)، عارضه یابی و شناسایی گلوگاه های زنجیره تأمین کالا در شرکت ملی نفت ایران ، شرکت ملی نفت ایران

1. 1. جلالی ، علی اکبر؛ مژدهی ، ناهید؛ مهربان ، امیر رضـا (١٣٨۶). لجسـتیک الکترونیکـی و نقـش و اهمیـت آن در مدیریت زنجیـره تـامین ، نخسـتین کنفـرانس بین المللی مدیریت زنجیره ی تامین و سیسـتم هـای اطلاعات .تهران

1. 1. حافظ نیا، محمد رضا (۱۳۸۲) مقدمه ای بر روش تحقیق در علوم انسانی، تهران، انتشارات سمت.

1. 1. حیدری، مجید ( ۱۳۸۹)، راهنمای سنجش روایی و پایایی در پژوهشهای فرهنگی و اجتماعی. مشهد، جهاد دانشگاهی، چاپ اول.

1. 1. خاکی، غلام رضا(۱۳۸۷). روش تحقیق با رویکردی به پایان نامه نویسی، کانون فرهنگی انتشارات داریت، تهران، چاپ دوم.

1. 1. ربانی، مسعود ؛ جعفر رزمی ، ندا معنوی زاده (۱۳۸۳)، یک ساختار پیشنهادی برای سنجش عملکرد مدیریت زنجیره تامین در صنایع ایران، اولین کنفرانس ملی لجستیک و زنجیره تامین. تهران.

1. 1. رزمی، جعفر ؛ سمیه دهقان(۱۳۸۳) ، نقش فناوری اطلاعات در زنجیره تامین ، بکارگیری و پیاده سازی آن ، مجموعه مقالات اولین کنفرانس ملی لجستیک و زنجیره تامین ، تهران.

1. 1. رزمی، جعفر ؛ اکبری جوکار، محمدرضا ؛ کرباسیان، سعید (۱۳۹۱)، ارائه یک مدل نوین پشتیبانی تصمیم گیری جهت برنامه ریزی، ارزیابی و انتخاب بازار در زنجیره تامین , پژوهشنامه بازرگانی , شماره ٣٠, صص ١١٩-١۴٢.

1. 1. سرایی،حسن (۱۳۸۹).مقدمه ای بر نمونه گیری در تحقیق،تهران،انتشارات سمت.

1. 1. سرمد، زهره و دیگران(۱۳۷۸). روش های تحقیق در علوم رفتاری، انتشارات آگاه، تهران، چاپ دوم.

1. 1. سکاران، اوما (۱۳۸۶)، روش های تحقیق در مدیریت ، ترجمه محمد صائبی و محمود شیرازی ، انتشارات موسسه عالی آموزش و پژوهش مدیریت و برنامه ریزی، تهران.

1. 1. سهرابی روح الله ؛ کزازی، ابوالفضل و عمید امین (١٣٨٨)، بررسی مسائل اصلی فرایند خرید و تدارکات کالا در شرکت ملی نفت ایران براساس تئوری محدودیتها (TOC) با هدف چابکی زنجیره تأمین، سومین کنفرانس بین المللی لجستیک و مدیریت زنجیره تأمین. تهران.

1. 1. سید حسینی، سید محمد؛ اسدی نیا، شبنم (١٣٨۴)، مدیریت تولیـد و خـدمات بـرای مدیران اجرایی ، جلد اول ، دانشگاه آزاد اسلامی ، واحد علوم و تحقیقات تهران.

1. 1. شادمهری، سینا. (١٣٨٨). ارائه اصول پیشنهادی برای نابسازی مدیریت زنجیره تامین. ماهنامه اندیشه گستر سایپا، صص ۵٣-۵٩. کرمانشاهی ، علی؛ سپهری ، مهدی. (١٣٨۴). استراتژی مهندسی مجدد در تحول سازمانی. سومین کنفرانس بین المللی مدیریت. تهران.

1. 1. شفیعی، مرتضی ؛ رضایی ذبیح الله ، ابراهیمـی عبـاس (١٣٨٨) ،ذمـدیریت راهبـردی زنجیـره تـامین ، تهران ، انتشارات ترمه .

1. 1. شفیع زاده ، رضا (۱۳۸۹)، چالش ها و راهکارهای فراروی مدیریت زنجیره تامین ، مجموعه مقالات ششمین کنفرانس مدیریت زنجیره تامین، تهران.

1. 1. صالحی، ج.،(۱۳۹۰) “شناسایی عوامل موثر در پیاده سازی سیستم تولید بهنگام در ایران”، دومین کنفرانس بین المللی و چهارمین کنفرانس ملی لجستیک و زنجیره تامین.

1. 1. طبیبی، سید جمال الدین و دیگران (۱۳۹۰). تدوین پایان نامه، رساله، طرح پژوهشی و مقاله علمی؛ تهران، انتشارات فردوس، چاپ دوم.

1. 1. کلاین؛ پل (۱۳۹۰)، راهنمای آسان تحلیل عاملی، تهران: انتشارات سمت، چاپ اول.

1. 1. مقیمی، محمد(۱۳۸۶)‏‎، روش مورد کاوی و کاربردهای آن در علوم انسانی، فصلنامه حوزه و دانشگاه، دوره ۱۱، شماره ۱۹، صص ۶۷-۹۹.

1. محمدی رنجبرانی، داریوش ؛ مدرس یزدی ، محمد(۱۳۸۵)، رویکرد مصداقی سنجش عملکرد زنجیره عرضه همراه با مطالعه موردی در صنعت خودرو، فصلنامه دانش مدیریت ، سال ١٩، شماره ٧۵، صص ٧۵-١٠٢.

• • آزمون ضریب لاگرانژ (LM)^[76]

با فرض انکه پسماندهای معادله میانگین به صورت باشد از مربع سری های پسماند می توان به منظور بررسی ناهمسانی واریانس شرطی که به اثرات آرچ معروف است استفاده کرد. برای این منظور انگل (۱۹۸۲) آزمون ضریب لاگرانژ را مطرح نمود. در این آزمون از آماره F جهت آزمون در رگرسیون خطی زیر استفاده می شود:

( 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. )

(۳-۷)
بیانگر جزء اخلال می باشد. m یک عدد صحیح مثبت می باشد که مقدار آن از پیش تعیین شده است و T اندازه نمونه می باشد. فرض صفر در این آزمون به صورت زیر می باشد:

اگر باشد به طوریکه میانگین نمونه در آن به صورت باشد و رابطه برقرار باشد به نحویکه حداقل مربعات پسماندهای رگرسیون خطی رابطه (۳-۷) باشد در این صورت خواهیم داشت:
(۳-۸)
که از توزیع مجانبی با m‌ درجه آزادی برخوردار می باشد. در این آزمون اگر باشد که در آن مقدار صدک ام می باشد و یا اگر حداکثر سطح معنی داری (p-value) مربوط به F کمتر از باشد در این صورت فرض صفر رد می شود. ( تی سی، ۲۰۰۵، ص۱۰۱-۱۰۲)

۳-۷-۴٫ معیار خودهمبستگی

بررسی خوهمبستگی در سری زمانی یکی از مهمترین معیارهای ارزیابی سری زمانی تلقی می گردد. در سری های زمانی که دارای خودهمبستگی می باشند مقدار متغیر در زمان وابسته به مقادیر گذشته آن متغیر می باشد. در این حالت به دلیل وجود تاثیرات مقادیر گذشته بر روی مقادیر آینده سری زمانی، تاثیرات مقادیر گذشته به عنوان یک متغیر مستقل در مدل وارد گردیده تا اثرات پسماندها فقط ناشی از سایر متغیرها به جز همبستگی باشد. در صورتی که در سری زمانی مقادیر متغیر در زمان وابسته به مقادیر گذشته آن متغیر نباشد، اصلاح مدل در قالب تاثیرات مقادیر گذشته به عنوان یک متغیر مستقل انجام نمی گردد. بر این اساس جهت مدل سازی سری های زمانی، لازم است ابتدا آزمون خودهمبستگی انجام گردد.
برای بررسی وجود همبستگی سریالی در سری زمانی تحت مطالعه از دو آماره دوربین-واتسون (DW)‌^[۷۷] و کرلوگرام (آماره Q )^[78] استفاده می شود. از اماره دوربین-واتسون برای بررسی همبستگی سریالی مرتبه اول استفاده می شود. در این آزمون فرض p=0 در مدل رگرسیون ذیل آزمون می شود:
(۳-۹)
در صورت عدم وجود همبستگی سریالی DW نزدیک به عدد ۲ خواهد بود. با توجه به نواقص آزمون DW ( از قبیل عدم امکان بر اساس همبستگی سریالی برای وقفه های بالاتر از وقفه اول ) غالبا از آماره Q استفاده می شود. در آماره Q لجانک-باکس^[۷۹] توابع خودهمبستگی و خودهمبستگی جزئی نمایش داده می شود. در صورت عدم وجود همبستگی سریالی در مقادیر پسماندها، خودهمبستگی و خودهمبستگی جزئی در تمامی وقفه ها نزدیک به صفر خواهد بود. همچنین تمامی آماره های Q با مقادیر P بزرگ بی معنی خواهد شد.

• • آماره Q

به جای انجام آزمون معنی داری بر روی هر یک از ضرایب خودهمبستگی به صورتی مجزا می توان این فرض را آزمون کرد که آیا تمامی ها تا سطوحی از وقفه های مشخص، به طور همزمان برابر صفر می باشند یا خیر. این آزمون را می توان با بهره گرفتن از آماره Q که توسط باکس و پیرس ارائه گردیده است انجام داد:
(۳-۱۰)
که n در آن معرف اندازه نمونه و m بیانگر طول وقفه می باشد. از این آماره اغلب به منظور آزمون وایت نویز بودن یک سری زمانی استفاده می شود. در نمونه های بزرگ، این آماره به طور تقریبی از توزیع کای-اسکوئر با m درجه آزادی برخوردار می باشد. در عمل اگر مقادیر Q محاسبه شده در سطح معنی داری موردنظر، از مقادیر بحرانی Q فراتر روند در این صورت فرض صفر که بیان می کند تمامی ها برابر صفر می باشند رد می شود. ( گجراتی، ۲۰۰۴، ص۸۱۳)

• • آماره لیونگ-باکس (LB)

این آماره، نوع دیگری از آماره Q می باشد که به صورت زیر تعریف می گردد:
(۳-۱۱)
اگرچه در نمونه های بزرگ، هر دو آماره های Q و LB از توزیع کای-اسکوئر با m درجه آزادی برخوردار می باشند اما ثابت شده است که آماره LB سازگاری بیشتری با ویژگی های نمونه های کوچک از خود نشان می دهند و به لحاظ آماری، در مقایسه با آماره Q قویتر عمل می کند.( گجراتی، ۲۰۰۴، ص۸۱۳) مطالعاتی که بر روی داده های شبیه سازی شده صورت گرفته است نشان می دهد که انتخاب تعداد وقفه ها (m) از رابطه عملکرد بهتری را نشان خواهد داد.(تی سی^[۸۰]،۲۰۰۵، ص۲۷)

• • تابع خودهمبستگی^[۸۱] (ACF)

یک سری زمانی از بازده ها با مانایی ضعیف را در نظر بگیرید. هنگامیکه موضوع وابستگی خطی میان و مقادیر گذشته آن مطرح می گردد، مفهوم خودهمبستگی به میان می آید. ضریب همبستگی میان و ، خودهمبستگی با l وقفه خودش نامیده می شود و با نمایش داده می شود. تحت فرض مانایی ضعیف، تنها تابعی از l می باشد.

(۳-۱۲)
در یک سری زمانی با مانایی ضعیف می باشد. همچنین بنا به تعریف داریم:
, ،
به علاوه، در یک سری با مانایی ضعیف از همبستگی سریالی برخوردار نمی باشد تنها و تنها اگر به ازاء تمامی مقادیر ، باشد.
یک سری از بازده ها را به صورت و با میانگین در نظر بگیرید. در این صورت خودهمبستگی با l وقفه به صورت زیر می باشد:

(۳-۱۳) ,
اگر یک سری با توزیع معین و مستقل که در آن است باشد در این صورت به ازاء هر عدد ثابت مثبتی برای l دارای توزیع نرمال مجانبی با میانگین صفر و واریانس خواهد بود. به شکل عمومی تر، اگر یک سری زمانی با مانایی ضعیف باشد به طوریکه و باشد در این صورت q یک عدد صحیح مثبت و یک سری وایت نویز گاوسین خواهد بود. نیز به ازاء تمامی مقادیر از توزیع نرمال مجانبی با میانگین صفر و واریانس برخوردار می باشد.
-آزمون ACF به صورت مجزا
برای هر عدد صحیح مثبت l می توان آزمون فرض زیر را انجام داد:

که آماره آزمون به صورت زیر می باشد:

• • دسترسی به اطّلاعات مالی شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار آسان­تر است. به خصوص که برخی از اطّلاعات به صورت بانک­های اطّلاعاتی بر روی لوح_­ های فشرده موجودند.

• • با توجه به این که اطّلاعات مالی شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تحت بررسی و نظارت قرار می­گیرد؛ به نظر می­رسد اطّلاعات مندرج در صورت­های مالی این شرکت­ها از کیفیت بیشتری برخوردار باشد.

• • با توجه به لازم الاجرا بودن ضوابط، مقرارات و استانداردهای حسابداری مالی در تهیه صورت­های مالی شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار، به نظر می­رسد اطّلاعات مندرج در گزارش­های مالی این شرکت­ها همگن­تر بوده و قابلیت مقایسه بیشتری داشته باشند.

۳-۴-۳- قلمرو زمانی
قلمرو زمانی تحقیق، فاصله­ زمانی سال­های ۱۳۸۸ تا ۱۳۹۱ می­باشد.
۳-۵- روش­های آماری و اندازه ­گیری متغیرها
۳-۵-۱- روش اندازه ­گیری سرمایه فکری
در این پژوهش برای اندازه ­گیری سرمایه فکری از روش ضریب ارزش افزوده سرمایه فکری استفاده شده است. روش ضریب ارزش افزوده سرمایه فکری، توسط پالیک تدوین شد و ابزار تحلیلی برای اندازه ­گیری عملکرد شرکت است. مدل ضریب ارزش افزوده فکری مبتنی بر این فرض است که اندازه ­گیری و توسعه ارزش افزوده شرکت ممکن است بر ارزش بازار شرکت تأثیر گذارد (پالیک، ۲۰۰۰). این روش به صورت عملی در بین ۲۵۰ شرکت به شکل تصادفی به اجرا درآمد و بر اساس نتایج حاصل شده، رابطه­ای نزدیک بین کارایی ایجاد ارزش توسط منابع (که همان ضریب ارزش افزوده سرمایه فکری است) و ارزش بازار شرکت­ها دیده شد. ضریب ارزش افزوده فکری کارایی ایجاد ارزش در شرکت­ها را اندازه ­گیری و مورد پایش قرار می­دهد. کارایی سرمایه انسانی به عنوان زیر مجموعه ضریب ارزش افزوده فکری، کارایی سرمایه فکری شرکت را توصیف می­نماید. روش ضریب ارزش افزوده فکری بر اساس این اصل است که ایجاد ارزش، برخاسته از دو عامل اولیه با عنوان منابع سرمایه­ای فیزیکی و منابع سرمایه­ای فکری می­باشد. در حقیقت این ضریب کارایی مطلق ایجاد ارزش مربوط به تمامی منابع به کار گرفته شده را منعکس می­ کند (پالیک، ۲۰۰۴).

(( 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 مدل پالیک (۲۰۰۰) ارزش افزوده از تفاوت بین ستاده­ها و داده ­ها حاصل شده است:
(VA) داده ­ها – ستاده­ها = ارزش افزوده (۳-۱)
(VA) هزینه مواد و خدمات خریداری شده – کل درآمد حاصل از فروش کالاها و خدمات = ارزش افزوده (۳-۲)
منظور از داده ­ها همه هزینه­ های به کار رفته برای تولید کالا و خدمات به جز هزینه­ های حقوق و دستمزد کارکنان و هزینه استهلاک است. زیرا پرداخت هزینه نوعی سرمایه ­گذاری در نیروی انسانی است و در نتیجه به ایجاد ارزش افزوده فکری و ساختاری در اثر اصلاح فرآیندها و مقرارت کمک می­ کند. هزینه استهلاک نیز جزء هزینه­ های غیرنقدی شرکت­هاست. منظور از ستاده­ها درآمد حاصل از فروش کالا و خدمات است.
ارزش افزوده را با توجه به اطّلاعات موجود در صورت­های مالی سالانه شرکت­ها می­توان به صورت رابطه (۳-۳) نیز محاسبه نمود:
(VA) هزینه استهلاک + هزینه حقوق و دستمزد کارکنان + سود عملیاتی = ارزش افزوده (۳-۳)
در مدل پالیک، ضریب ارزش افزوده فکری دارای سه زیر مجموعه کارایی سرمایه به کار گرفته شده، کارایی سرمایه انسانی و کارایی سرمایه ساختاری می­باشد. نحوه محاسبه هر یک از این زیرمجموعه­ها به صورت زیر می­باشد:
۱) کارایی سرمایه به کارگرفته شده (CEE)
این نسبت نشان دهنده ارزش افزوده ایجاد شده ناشی از به کارگیری دارایی­ های فیزیکی و مشهود می­باشد. یعنی به ازای یک ریال دارایی چند ریال ارزش افزوده ایجاد شده است. این نسبت از تقسیم ارزش افزوده به سرمایه به کارگرفته شده حاصل می­ شود (پالیک،۲۰۰۰).
CEE = (3-4)
CE: سرمایه به کارگرفته شده که برابر ارزش دفتری کل دارایی­ های شرکت به جز دارایی­ های نامشهود می­باشد.
۲) کارایی سرمایه انسانی (HCE)
این نسبت نشان دهنده ارزش افزوده ایجاد شده توسط کارکنان می­باشد که از تقسیم ارزش افزوده به هزینه حقوق و دستمزد کارکنان به دست می ­آید و نشان می­دهد که به ازای هر ریال هزینه حقوق و دستمزد چند ریال ارزش افزوده ایجاد شده است (پالیک، ۲۰۰۰).
HCE = (3-5)
: HC سرمایه انسانی که برابر هزینه حقوق و دستمزد کارکنان می­باشد.
۳) کارایی سرمایه ساختاری (SCE)
این نسبت نشان دهنده ارزش افزوده ایجاد شده ناشی از فرآیندها و ساختارهای موجود در شرکت می­باشد و از تقسیم سرمایه ساختاری به ارزش افزوده حاصل می­ شود (پالیک، ۲۰۰۰).
SCE = (3-6)
SC: سرمایه ساختاری که از رابطه (۳-۷) حاصل می­ شود:
SC = VA – HC (3-7)
بنابراین، ضریب ارزش افزوده فکری پالیک از رابطه (۳-۸) به دست می ­آید:
VAIC = CEE + HCE + SCE (3-8)
در مدل پالیک سرمایه ارتباطی (مشتری) در نظر گرفته نمی­ شود.
با توجه به مدل مورد استفاده و مبانی نظری مدل پالیک، اجزای تشکیل ­دهنده سرمایه فکری به عنوان متغیرهای مستقل فرعی مورد استفاده قرار گرفت که عبارتند از:
کارایی سرمایه به کارگرفته شده، کارایی سرمایه انسانی، کارایی سرمایه ساختاری.
۳-۵-۲- روش اندازه ­گیری نسبت سرمایه در گردش
برای اندازه ­گیری سرمایه در گردش از فرمول (۳-۹) استفاده می­ شود (آقاشیری و همکاران، ۱۳۹۲):
نسبت سرمایه در گردش مورد نیاز= (۳-۹)
۳-۵-۳- روش اندازه ­گیری عملکرد مالی
یکی دیگر از متغیرهای این تحقیق عملکرد مالی شرکت­های تولیدی می­باشد که با نسبت­های بازده دارایی­ ها، بازده حقوق صاحبان سهام و حاشیه سود اندازه ­گیری می­ شود.
۱) بازده دارایی­ ها:
نسبت بازده دارایی­ ها از طریق رابطه (۳-۱۰) محاسبه می­ شود و به واسطه تحلیل دوپونت امکان تجزیه آن به شکل زیر وجود دارد (نوو، ۱۳۸۹، ۵۱):
ROA= = ∗ (۳-۱۰)
ROA: بازده دارایی­ ها
NI: سود خالص
Sales: فروش
Asset: ارزش دفتری دارایی­ ها