[۵۴] M. Bagheri, M. Vakilian, A. Hekmati, and R. Heidarzadeh, “Influence of electrostatic shielding of disc winding on increasing the series capacitance in transformer,” in Power Tech, 2007 IEEE Lausanne, 2007, pp. 1780-1784.
[۵۵] R. A. Rohrer, Circuit theory: an introduction to the state variable approach: McGraw-Hill, 1969.
[۵۶] A. Abu-Siada and S. Islam, “A novel online technique to detect power transformer winding faults," Power Delivery, IEEE Transactions on, vol. 27, pp. 849-857, 2012.
[۵۷] J. Secue and E. Mombello, “Sweep frequency response analysis (SFRA) for the assessment of winding displacements and deformation in power transformers," Electric Power Systems Research, vol. 78, pp. 1119-1128, 2008.
Abstract:

PWUT
Transformers internal fault detection and classification using decision tree based on simulation of electrical model
Thesis
Submitted in Partial Fulfillment of the
Requirements for the Degree of Master of Science (M.Sc.)
in Electrical Engineering, Power Systems
Department of Electrical Engineering
School of Engineering
Power and Water
By:
Mohedin Ganjian
Supervisor:
Hamid Javadi
Farhad Haghjoo

 

1. 1. - Power Transformer ↑

 

1. 1. - Deformation ↑

 

1. 1. -Frequency Rwsponse Analyse ↑

 

1. 1. -Dissolve Gas Analyse ↑

 

1. 1. -Signal Processing ↑

 

1. 1. - Leakage Flux ↑

 

1. 1. -Negative Current Sequence ↑

 

1. 1. -Impulse Resistance ↑

 

1. 1. - Bocholtz Relay ↑

 

1. 1. Neutral Current ↑

 

1. 1. -Laddder Network Model ↑

 

1. 1. - Axial Displacement ↑

 

1. 1. -Finit Element Methode ↑

 

1. 1. - Eddy Current ↑

 

1. 1. -Neural network ↑

 

1. 1. - Support Vector Machine ↑

 

1. 1. - correlation coefficient ↑

 

1. 1. -Sum Square Error ↑

 

1. 1. -Absolute Sum Logarithmic Error ↑

 

1. 1. - Standard Deviation ↑

 

1. 1. - Evidental Reasoning ↑

 

1. 1. - Fuzzy Logic ↑

 

1. 1. - Disc Space Variation ↑

 

1. 1. - Scattering Parameter ↑

 

1. 1. - k-nearest neighbour method ↑

 

1. 1. - Imsulation system ↑

 

1. 1. - Over Voltage ↑

 

1. 1. - Lightining ↑

 

1. 1. - Partial Discharge ↑

 

1. 1. - Insulation Degeration ↑

 

1. 1. - Over Load ↑

 

1. - Excition Current ↑

ابهام نقش

 

 

 

۱۹۱/۹

 

۶۶۴/۰

 

Q55

 

 

 

۹۲۷/۹

 

۶۸۹/۰

 

Q56

 

 

 

۳۰۹/۹

 

۷۱۶/۰

 

Q57

 

 

 

۳۹۸/۹

 

۷۰۷/۰

 

Q58

 

تضاد نقش

 

 

 

۸۸۸/۳

 

۴۸۳/۰

 

Q59

 

 

 

۰۶۱/۵

 

۵۱۴/۰

 

Q60

 

 

 

نتایج تحلیل عاملی مندرج در جدول۸-۴نشان میدهد که تمامی شاخص­ های استرس شغلی از مقادیر تی (بیشتر از ۹۶/۱) و بار عاملی (بیشتر از ۳/۰)مورد قبولی برخوردارند وبرای سنجش متغیر استرس شغلی شاخص­ های مناسبی محسوب می­شوند.

۳-۳-۴ روش حداقل مربعات جزئی

به منظور تحلیل داده ها و آزمون فرضیه های تحقیق از روش کمترین توان دوم جزئی استفاده شده است. روش حداقل مربعات جزئی که در بحث الگوسازی رگرسیونی آنرا با PLSR نیز معرفی می کنند، یکی از روش های آماری چند متغیره محسوب می شود که بوسیله آن می توان 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 حداقل مربعات جزئی همانند همه روش های مدل یابی معادلات ساختاری شامل یک جزء ساختاری است که روابط بین متغیرهای پنهان و یک جزء اندازه گیری را که بیانگر چگونگی ارتباط متغیرهای پنهان و مولفه های آن است را منعکس می کند. این روش جزء سومی دارد که عبارت است از روابط وزنی برای برآوردهای عاملی متغیرهای پنهان به کار می روند.
برخلاف مدل­یابی معادلات ساختاری مبتنی بر کواریانس که ابتدا پارمترهای مدل و سپس بارهای عاملی را از طریق برگشت آن ها به مجموعه ی تمام مولفه ها را برآورد کند. روش حداقل مربعات جزئی کارش را با محاسبه ی بارهای عاملی آغاز می کند. به همین منظور روش حداقل مربعات جزیی مشاهده نشده را به عنوان ترکیبات خطی دقیق مدل مولفه­های تجربی آن­ها برآورد کرد و با این نمونه های برآورد شده به عنوان جانشین متغیرهای پنهان رفتار می کند، وزن های استفاده شده برای برآورد این بارهای عاملی به نحوی برآورد می شوند که بارهای عاملی بدست آمده بیشتر واریانس متغیرهای مستقل را بدست آورند که این کار برای پیش بینی متغیرهای وابسته مفید است. در واقع ایده اصلی روش PLS این است که اول روابط وزنی را که مولفه های یک متغیر پنهان را با بکارگیری روابط وزنی و بر اساس میانگین موزون مولفه های آن محاسبه کرده و نهایتا این بارهای عاملی را برای براورد پارمترهایی برای روابط ساختاری در مجموعه ای از معادلات رگرسیون به کار گیرد. (عاشقی اسکویی،۱۳۹۰).
روش تخمین PLS ضرایب را به گونه ای تعیین می کند که مدل حاصله، بیشترین قدرت تفسیر وتوضیح را دارا باشد؛ بدین معنا که مدل بتواند با بالاترین دقت و صحت، متغیر وابسته نهایی، را پیش ­بینی نماید. بعلاوه، روشPLS ،تمامی روابط موجود در مدل یعنی تاثیر متقابل ما بین هر یک از متغیرهای پنهان و همچنین وزن تمامی شاخص های قابل اندازه گیری مربوط به هر یکاز متغیرهای پنهان (ضرایب بیرون از مدل اندازه گیری) را تخمین می زند.PLSیک روش آماری است که به منظور آنالیز متغیرهای پنهان مدلهای ساختاری به کار می رود. برخلاف روشهائی همچون LISREL ، هدف PLS بدست آوردن متغیرهای پنهان برای پیش بینی اهداف مورد نظر با بهره گرفتن از شاخصهای قابل اندازه گیری است.بر اساس نظریه چین^[۴۵] (۱۹۹۸)، PLS ، 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.
مدل سازی مسیر در روش^[۴۶]PLS شامل دو مجموعه از روابط است:
مدل درونی^[۴۷]: که اشاره به مدل ساختاری و روابط بین متغیرهای پنهان دارد.
مدل برونی^[۴۸]ّ: که اشاره به مدل مرجع و روابط بین متغیرها و شاخص های مربوط به آنها دارد. این مدل بر اساس رابطه بین متغیرهای پنهان و آشکار استوار است. با توجه به اینکه متغیرهای پنهان یک متغیر غیر قابل اندازه گیری می باشند، به طور غیر مستقیم به وسیله متغیرهای آشکار اندازه گیری می شوند.
کیفیت مدل ساختاری نیز توسط شاخص R² ارزیابی می شود.

۵-۵- ارزیابی کشت مخلوط
۵-۵-۱- نسبت برابری زمین (LER)
معیاری که اغلب جهت ارزیابی در موثر بودن کشت مخلوط مورد استفاده قرار می‌گیرد، نسبت برابری زمین می‌باشد. این معیار نسبت میزان زمین لازم برای تک کشتی‌ها را در مقایسه با کشت مخلوط توصیف می‌کند و عبارت از نسبت سطح زمینی است که لازم است تا با کشت گیاه به صورت تک کشتی، عملکردی مشابه یک هکتار کشت مخلوط بدست آید (جوانشیر و همکاران، ۱۳۷۹).

۵-۵-۱-۱- LER جزئی آفتابگردان
کانوپی لوبیا چشم بلبلی دارای حجم و ارتفاع بیشتری در مقایسه با کانوپی سویا می‌باشد، بنابراین در مقایسه با سویا رقیب قویتری در جذب نور و سایر منابع برای آفتابگردان بشمار می‌رود. بدین ترتیب چنین بنظر می‌رسد که افزایش جذب نور بوسیله کانوپی آفتابگردان موجب بهبود فتوسنتز و در نهایت افزایش عملکرد اقتصادی آفتابگردان می‌شود و LER جزئی آفتابگردان در شرایط مخلوط با سویا در مقایسه با لوبیا چشم بلبلی بزرگتر بود. تفاوت‌های مورفولوژیکی دو گیاه در کشت مخلوط و در نتیجه ایجاد اشکوب‌های مختلف و استفاده بهتر از منابع از جمله نور، مواد غذایی و عمق‌های مختلف خاک می‌تواند دلیل LER بزرگتر از یک باشد که نشان می‌دهد که در کشت مخلوط گیاهان مکمل هم بوده‌اند (جوانمرد، ۱۳۸۸؛ تمری، ۱۳۹۰).
۵-۵-۱-۲- LER جزئی سویا
ارزیابی کشت مخلوط سورگوم دانه‌ای و سویا نشان داد که مخلوط این دو گیاه در کلیه تیمارها موجب افزایش نسبت برابری زمین شده است و در این میان تراکم ۷/۶۶ بوته در متر مربع و نسبت اختلاط ۶۷: ۳۳ سویا / سورگوم باعث افزایش عملکرد تا ۳۰ درصد گردید (بهشتی، ۱۳۷۵).
۵-۵-۱-۳- LER جزئی لوبیا چشم بلبلی
وجود فضای بین بوته‌ای بیشتر روی ردیف کاشت و در نتیجه کاهش رقابت درون گونه‌ای سبب افزایش نسبت برابری زمین جزئی شده و در نتیجه منجر به افزایش عملکرد ذرت شد (رستمی و همکاران، ۱۳۸۸).
۵-۵-۱-۴- LER کل
واتیکی و همکاران (۱۹۹۳) گزارش کردند که جذب نور بیشتر در مخلوط، دلیلی برای افزایش عملکرد کل ماده خشک است که این امر به‌دلیل بالا بودن شاخص سطح برگ در این تیمار است. مظاهری (۱۳۶۴) با بهره گرفتن از روش جایگزینی، کشت مخلوط ذرت و لوبیا را در نسبت‌های ۷۵، ۵۰ و ۲۵% ذرت مطالعه کرد و اشاره کرد که نسبت برابری زمین برای همه تیمارها از یک بیشتر بود. نقش اختلافات مرفولوژیک در دستیابی به LER بالاتر توسط سلیم و همکاران (۲۰۰۳) در کشت مخلوط آفتابگردان و ماش و توسط دوا و همکاران (۲۰۰۵) در کشت مخلوط سیب زمینی و لوبیا سبز گزارش شد.
کشت مخلوط علوفه‌ای سورگوم و لوبیا چشم بلبلی، مزیت ۸۸ درصدی عملکرد نسبت به تک کشتی را نشان داد (احمد و همکاران، ۲۰۰۶). نسبت برابری زمین برای همه ترکیب‌های کشت مخلوط بیشتر از یک و بین ۴۵/۱ تا ۶۶/۱، یعنی ۶۴-۴۵% سطح زمین بیشتری در تک کشتی نیاز است تا عملکرد مشابه کشت مخلوط بدست آید (دهیما و همکاران، ۲۰۰۶).
ارزیابی کشت مخلوط سورگوم دانه‌ای و سویا نیز نشان داد که مخلوط این دو گیاه در کلیه تیمارها موجب افزایش نسبت برابری زمین تا ۳۰% شده است (بهشتی، ۱۳۷۵). یولاه و همکاران (۲۰۰۷) نیز این نسبت را در مخلوط ذرت با سویا ۶۲/۱ گزارش کردند. ماکادو و همکاران (۱۹۸۴) گزارش دادند که در کشت مخلوط لوبیا، ذرت و آفتابگردان، مقدار LER برای لوبیا و ذرت، ۲۵/۱ و برای آفتابگردان و ذرت، ۲۹/۱ بدست آمد.
۵-۵-۲- ضریب تهاجم (A)
در آزمایش‌هایی که به روش سری‌های جایگزین دو گونه با یکدیگر به صورت مخلوط کشت شده باشند، با تعیین ضریب تهاجم می‌توان گونه غالب و مغلوب را تشخیص داد. ضریب تهاجم، موفقیت نسبی دو گونه گیاهی در بهره‌برداری از منابع را تعیین می کند و معیاری در ارزیابی تداخل بین چند گونه گیاهی بشمار می‌رود (ردوسویچ و همکاران، ۲۰۰۵). علت استفاده از شاخص تهاجم این است که در واقع هیچ یک از شاخص‌های فوق به تنهایی نمی‌تواند معیار مناسبی جهت اندازه‌گیری توانایی دو گیاه در تیمارهای مختلف کشت مخلوط باشد.
۵-۵-۳- افت واقعی عملکرد (AYL)
شاخص افت واقعی عملکرد، میزان کاهش واقعی عملکرد هر یک از اجزای مخلوط را در مقایسه با کشت خالص مربوطه براساس نسبت‌های کشت مورد مطالعه نشان می‌دهد. مقادیر مثبت و منفی شاخص کاهش واقعی عملکرد می‌تواند سودمندی و یا عدم مزیت کشت مخلوط را نسبت به تک کشتی آن نشان دهد. این شاخص به نوعی افزایش و یا کاهش محصول هر یک از گیاهان را در مقایسه با محصول پیش‌بینی شده ارزیابی می‌کند و گیاهان غالب و مغلوب را در کشت مخلوط مشخص می‌سازد. همچنین از شاخص AYL جزئی می‌توان کاهش یا افزایش عملکرد را بدست آورد، در صورتی‌که LER جزئی مربوط به هر گونه چنین قابلیتی ندارد (بانیک و همکاران، ۲۰۰۶). این شاخص با علامت مثبت بیانگر سودمندی مخلوط به تک کشتی بر پایه عملکرد هر گیاه است (ایلماز و همکاران، ۲۰۰۸).
۵-۵-۳-۱- AYL جزئی آفتابگردان
یک روند افزایشی در مقدار این شاخص با کاهش سهم کاشت آفتابگردان در شرایط مخلوط با هر دو لگوم مشاهده شد. بالاترین (۲۹/۰) و پائین‌ترین (۰۰۱/۰-) مقدار ضریب افت واقعی عملکرد جزئی آفتابگردان به‌ترتیب در تک کشتی آفتابگردان در شرایط کنترل علف‌های هرز و تیمار ۱۰۰%+۵۰% (سویا+آفتابگردان) بدست آمد. دامنه تغییرات مقدار محاسبه شده این ضریب در الگوهای کشت مخلوط برابر ۶۵/۲۸ بود (شکل ۴-۳۵).
۵-۵-۳-۲- AYL جزئی لگوم
بالاترین مقدار (۵۴/۱) این شاخص در تیمار تک کشتی لوبیا چشم بلبلی در شرایط کنترل علف‌های هرز و پایین ترین مقدار (صفر) در تیمار تک کشتی سویا و لوبیا چشم بلبلی دیده شد. همچنین یک روند کاهشی با کاهش سهم کاشت سویا در شرایط مخلوط با آفتابگردان مشاهده شد. دامنه تغییرات مقدار محاسبه شده این ضریب در الگوهای کشت مخلوط برابر ۶۵/۲۸ بود (جدول ۴-۳۶).
۵-۵-۳-۳- AYL کل
مثبت بودن کلیه مقادیر AYL نشان‌دهنده سودمندی کشت مخلوط نسبت به تک کشتی است. شایگان و همکاران (۱۳۸۷) گزارش کردند که بالاترین میزان کاهش یا افزایش AYL (45/9) از تیمار افزایشی (۱۰۰% ذرت+۵/۱۲% ارزن) بدست آمد. زو و همکاران (۲۰۰۸) نیز در کشت مخلوط افزایشی ارزن علوفه‌ای و اسپرس اظهار داشتند که طی چهار سال متوالی کشت، هیچ یک از دو گونه در مخلوط افت عملکرد نشان ندادند.
۵-۵-۴- نسبت رقابتی (CR)
با بررسی شاخص رقابت اگرچه میزان اضافه محصول نشان داده نمی‌شود، ولی با اشاره به شدت رقابت بین دو گونه در تیمارهای مختلف مخلوط می‌توان نسبت به سودمندی مخلوط قضاوت کرد، زیرا تیمارهایی که با تولید LER بالا بعنوان تیمار برتر شناخته مى‌شوند، دارای کوچکترین مقادیر CR هستند. به بیان دیگر با ارزیابی این شاخص می‌توان صحت تصمیم‌گیری درباره تیمار برتر را مورد بازبینی قرار داد. مقادیر ۱< CR، بر عدم سودمندی مخلوط و شدید بودن رقابت اشاره دارد و مقادیر کمتر از یک، ترکیب‌های سودمند را معرفی می‌کند و اشاره دارد به اینکه ارزش کشت مخلوط بیش از کشت خالص است.

۵-۵-۴-۱- CR جزئی آفتابگردان
بالاترین مقدار نسبت رقابتی جزئی در کشت مخلوط (۹۱/۰) در الگوی ۱۰۰%+۵۰% (سویا+آفتابگردان) بدست آمد که البته با تیمار ۳۰٪ و ۴۰٪ این ترکیب در یک گروه آماری قرار گرفت. کمترین مقدار این شاخص در کشت مخلوط (۶۵/۰) در الگوی ۱۰۰%+۴۰% (لوبیا چشم بلبلی+آفتابگردان) بدست آمد که البته با تیمار ۲۰% و ۵۰٪ این ترکیب در یک گروه آماری قرار گرفت. در بررسی شاخص‌های رقابتی دو گونه در کشت مخلوط مشخص گردید که در هیچ یک از تیمارها ضریب رقابت برای گونه‌های مورد بررسی برابر یک نمی‌باشد که این امر بیانگر عدم برابری رقابت درون گونه‌ای با رقابت برون گونه‌ای بود (دهیما و همکاران، ۲۰۰۷).
۵-۵-۴-۲- CR جزئی لگوم
ضعف لوبیا در رقابت که سرعت رشد کم و قدرت سایه‌اندازی اندکی در ابتدای فصل رشد دارد و زیادی قدرت رقابتی ذرت که سرعت رشد سریع دارد و تفاوت نظام ریشه‌ای این گیاهان (نظام ریشه‌ای افشان و گسترده ذرت در مقابل نظام ریشه‌ای عمودی در لوبیا) ممکن است دلیل کاهش عملکرد بیولوژیکی لوبیا در کشت مخلوط آنها با ذرت باشد (اوفوری و استرن، ۱۹۸۷).
ایلماز و همکاران (۲۰۰۸) افزایش نسبت رقابت و غالبیت ذرت در تیمار ۵۰% ذرت+۵۰% ماش را عامل عدم افت عملکرد ذرت دانستند و افت واقعی عملکرد در حداکثر سهم ذرت (۱۰۰% ذرت+۵۰% ماش) را به‌دلیل کاهش نسبت رقابت و غالبیت گیاه مذکور گزارش نمودند. متقیان و همکاران (۱۳۹۲) نیز با بررسی نسبت رقابت در ترکیب‌های مختلف کشت اشاره نمودند که گیاه ریحان در مخلوط ۵۰% ریحان+۵۰% کنجد (۸۷/۰) و کنجد در ترکیب‌های ۲۵% ریحان+۷۵% کنجد (۷۵/۱) و ۷۵% ریحان+۲۵% کنجد (۷۶/۱) از حداکثر نسبت رقابت برخوردار بودند.
۵-۵-۵- سودمندی مخلوط (IA)
۵-۵-۵-۱- سودمندی مخلوط جزئی آفتابگردان
نتایج مقایسه میانگین نشان داد که بیشترین مقدار IA جزئی آفتابگردان (۲۱/۰) در تیمار تک کشتی آفتابگردان در شرایط کنترل تمام فصل علف‌های هرز و کمترین مقدار آن (۰۰۰۸/.-) در تیمار ۱۰۰%+۵۰% (آفتابگردان+لوبیا چشم بلبلی) بدست آمد. یک روند افزایشی در مقدار این شاخص با افزایش سهم کاشت سویا در شرایط مخلوط با آفتابگردان شاهد هستیم. همچنین IA جزئی آفتابگردان در شرایط کنترل علف‌های هرز نسبت به شرایط تداخل علف‌های هرز ۱۰۰٪ افزایش نشان داد (شکل ۴-۴۰).
۵-۵-۵-۲- IA جزئی لگوم
نتایج مقایسه میانگین نشان داد که بیشترین مقدار IA جزئی لگوم (۴۰/۰) در تیمار تک کشتی لوبیا چشم بلبلی در شرایط کنترل تمام فصل علف‌های هرز و کمترین مقدار آن (صفر) در تک کشتی دو تیمار لوبیا چشم بلبلی و سویا در شرایط تداخل علف‌های هرز مشاهده شد. یک روند کاهشی با کاهش سهم کاشت سویا در شرایط مخلوط با آفتابگردان مشاهده شد. همچنین IA جزئی لگوم در شرایط کنترل علف‌های هرز نسبت به شرایط تداخل علف‌های هرز ۱۰۰٪ افزایش نشان داد (شکل۴-۴۱).
۵-۵-۵-۳- IA کل
در زراعت‌های تک‌کشتی همواره مقادیر زیادی از نور در طول فصل رشد از میان کانوپی عبور کرده و تلف می‌شود که این تلفات در کشت مخلوط بعلت پوشش بیشتر سطح خاک، اختلاف ارتفاع گیاهان و موج‌دار شدن سطح کانوپی به حداقل می‌رسد (احمدی و همکاران، ۱۳۸۹). بر اساس نظریه فیزیولوژیست‌ها کشت مخلوط گونه‌های مختلف با توجه به وجود اختلافاتی نظیر اختلاف صفات مورفولوژیک و فیزیولوژیک از طریق جذب بیشتر تشعشع خورشیدی با توجه به نوع آرایش برگ‌ها موجب افزایش جذب نور و در نهایت افزایش عملکرد می‌شود (لی و همکاران، ۲۰۰۸).
احمدی و همکاران (۱۳۸۹) اشاره داشتند که بیشترین میزان سودمندی کشت مخلوط متعلق به تیمار افزایشی ۱۰۰:۱۵ که برابر ۴۱/۴ است که این امر احتمالاً ناشی از استفاده بهتر از منابع موجود مانند نور، آب و مواد غذایی در این تیمار بود. کمترین مقدار نیز متعلق به تیمار افزایشی ۱۰۰:۴۵ بود که احتمالاً ناشی از رقابت بیشتر این دو گیاه در این تیمار می‌باشد و در تیمارهای افزایشی هر چه بر تراکم بوته در واحد سطح افزوده شد، شاخص سودمندی کشت مخلوط کاهش یافت.
نتایج مشابهی در کشت مخلوط گندم و نخود مبنی بر سودمندی اقتصادی بالاتر کشت مخلوط نسبت به کشت خالص بهدست آمد (بانیک و همکاران، ۲۰۰۶). در پژوهشی دیگر بالاترین میزان سودمندی کشت مخلوط (معادل ۴۵/۵) در تیمار (۱۲٪ ارزن+۱۰۰٪ ذرت) بدست آمد که احتمالاً ناشی از استفاده بهتر از منابع موجود مانند نور، آب و مواد غذایی و غیره در این تیمار میباشد (شایگان و همکاران، ۱۳۸۷).
۵-۵-۶- ضریب نسبی تراکم (RCC)
برای تعیین میزان رقابت بین گیاهان و غالبیت نسبی یک گونه بر گونه دیگر در کشت مخلوط از شاخص ضریب نسبی تراکم استفاده گردید. این ضریب مشخص‌کننده میزان رقابت بین گیاهانی است که با بهره گرفتن از روش جایگزینی به صورت مخلوط کشت شده‌اند (گوش، ۲۰۰۴). ضریب ازدحام نسبی همانند ضریب تهاجم بیانگر یکسان نبودن رقابت درونگونهای با رقابت برونگونهای است. اگر ضریب نسبی تراکم برای هر دو گونه برابر واحد باشد در مخلوط حالت موازنه یا تعادل رقابت برقرار خواهد بود. در حالتی که ضریب نسبی تراکم برای هر گونه با واحد برابر نباشد گیاهی که ضریب آن بیشتر است گیاه غالب محسوب می شود. با بهره گرفتن از این معیار اگر ۱> RCC باشد میزان محصول بدست آمد ه از کشت مخلوط کمتر از کشت خالص است و اگر ۱ RCC > باشد کشت مخلوط سودمند خواهد بود (لیتورگیدیس و همکاران، ۲۰۱۱).
۵-۵-۶-۱- RCC جزئی آفتابگردان
لامعی هروانی (۱۳۹۱) اشاره کرد که مقادیر ضریب نسبی تراکم جو و تریتیکاله در تیمارهای مخلوط بیشتر از تک‌کشتی بوده که گویای این است که اثر رقابت درون و برون گونه‌ای برابر نبود. در تحقیقی دیگر در خصوص رقابت بین جو و یولاف وحشی گزارش شد که ضریب ازدحام نسبی جو و یولاف وحشی به‌ترتیب ۷/۲ و ۵/۰ بود که حاکی از آن است که جو رقیب قوی‌تری نسبت به یولاف وحشی است (موریشتا و همکاران، ۱۹۹۱).
۵-۵-۶-۲- RCC جزئی لگوم

تعیین اینکه چه عواملی بر رفتار شهروندی سازمانی اثرگذار هستند به منظور فهم چگونگی بهبود و پیشرفت این نوع رفتار ها در سازمان ها، ضروری می باشند. تحقیقات اظهار می کنند که دریافت حمایت از جانب سازمان ممکن است رفتار شهروندی سازمانی را بهبود ببخشد (مورمن و همکاران (۱۹۹۵)، شای و همکاران(۲۰۰۱)). همانطور که کارکنان از سازمان توجه و حمایت دریافت می کنند به طور عاطفی به سازمان وابسته می شوند. مطابق تئوری تبادل اجتماعی، انتظار می رود که کارکنان احساس الزام کنند تا این حمایت را از طریق افزایش در رفتارهای شهروندی سازمانی به منظور دستیابی بیشتر به اهداف سازمانی متقابلا پاسخ دهند (کوگان(۲۰۰۴)، ایزنبرگر و همکاران(۱۹۹۰)). در نتیجه ی تبادل اجتماعی بین سازمان و کارمند تصور می شود رابطه متقابل کاری ایجاد شود که کارکنان بواسطه یک رابطه تبادل اجتماعی، بیش از وظایف رسمی شان در جهت منافع سازمان فعالیت کنند (کوگان(۲۰۰۴)).
مروری بر تحقیقات پیشین:
تحقیقات داخلی:
۱٫ مقیمی در سال (۱۳۸۴) در پژوهشی با عنوان بررسی ارتباط رفتار شهروندی سازمانی با فرهنگ کارآفرینی در سازمانهای دولتی به این نتایج دست یافت: نه تنها رفتار شهروندی سازمانی وضع مطلوبی ندارد، بلکه همه مولفه های هفتگانه آن نیز نامطلوب هستند. همچنین متغیرهای جمعیت شناختی ارتباط معنی داری بارفتار شهروندی سازمانی ندارند.
۲٫ توره در سال (۱۳۸۵) به شناسایی عوامل موثر بر ایجاد رفتار شهروندی سازمانی و بررسی ارتباط آن با عملکرد سازمانی پرداخته است، نتایج بدست آمده حکایت از وجود رابطه مثبت و معنادار بین رفتار شهروندی سازمانی و عملکرد سازمانی در دو سازمان موفق دارد. این در حالی است که وجود چنین رابطه مثبت معناداری در دو سازمان ناموفق دولتی تائید نشده است.
۳٫ حسنی(۱۳۸۵) در تحقیقی با عنوان بررسی تاثیر رفتارهای شهروندی سازمانی بر ادراک مشتری از کیفیت خدمات ، رضایت مشتری و نیات رفتاری، در یافت که بین رفتار شهروندی سازمان ، به عنوان متغیرمستقل و عوامل مرتبط با وفاداری مشتری (ادراک مشتریان از کیفیت خدمات، رضایت مشتریان، رضایت مشتریان) ،به عنوان متغیرهای وابسته رابطه مثبت و معناداری وجود ندارد .
۴٫ مظفری شیخی در سال (۱۳۹۰) در تحقیقی با عنوان بررسی مقایسه ای اثرات رفتار شهروندی بر عملکرد بانکهای تجاری به دنبال شناسایی عوامل موثر بر ایجاد شهروندی سازمانی و همچنین بررسی ارتباط مابین شاخص های رفتار شهروندی و عملکرد سازمانی بوده است. نتایج به دست آمده حاکی از وجود رابطه معنی داری بین این دو متغیر است.
۵٫ رضایی در سال (۱۳۹۰) به بررسی مقایسه ای رفتار شهروندی سازمانی مددکاران اجتماعی شهرداری و بهزیستی شهر تهران پرداخته است. نتایج بدست آمده از این تحقیق حاکی از آن بود که بین رفتار سازمانی موجود و رفتار سازمانی مطلوب رابطه معنی دار و بین وضعیت موجود و مطلوب رفتار رفتارشهروندی سازمانی در بین دو جامعه مددکاران تفاوت معنی داری وجود دارد.
۶٫ همتی نژاد در سال (۱۳۹۱) به بررسی رابطه حمایت سازمانی ادراک شده با رفتار شهروندی در کارشناسان ملی المپیک و پاراالمپیک ایران پرداخته است. نتایج نشان میدهد که رابطه مثبت و معنی داری بین حمایت سازمانی ادراک شده با رفتار شهروندی سازمانی و ابعاد آن به جز بعد جوانمردی وجود دارد و یافته های تحقیق بر افزایش حمایتهای سازمانی ادراک شده کارکنان به منظور شکوفا شدن رفتارهای شهروندی در سازمان تاکید دارد.
۷٫ علی مهدی در سال (۱۳۹۱) به بررسی رابطه بین ساختار سازمانی و رضایت شغلی، انگیزش شغلی، رفتار شهروندی سازمانی و عملکرد شغلی پرداخته است. نتایج حاصل از تحقیق نشان میدهد که رسمیت سازمانی همبستگی معنادار و منفی با رضایت شغلی کارکنان داشته و پیچیدگی سازمانی همبستگی معنادار و مثبتی با رفتار شهروندی سازمانی و رضایت شغلی کارکنان دارد.
۸٫ احمدی زاده در سال (۱۳۹۱) به بررسی تاثیر ویژگیهای شخصیتی و جو سازمانی بر رفتار شهروندی سازمانی کارکنان اداره کل ورزش و جوانان استان مازندران پرداخته است. نتایج تحقیق حاکی از آن است که بین ویژگیهای شخصیتی با رفتار شهروندی سازمانی رابطه مثبت و معنی داری وجود دارد، از بین ابعاد ویژگیهای شخصیتی، بعد برون گرایی، پذیرنده بودن، وظیفه شناسی و استقبال از تجربه با رفتار شهروندی سازمانی رابطه مثبت و معنی دار داشتند ولی رابطه معنی داری بین بعد روان رنجوری با رفتار شهروندی سازمانی مشاهده نشد. و همچنین بین جو سازمانی و پنج مولفه آن با رفتار شهروندی سازمانی رابطه مثبت و معنی داری وجود دارد.
۹٫ فاتحی در سال (۱۳۹۱) در تحقیقی به بررسی رابطه میان عدالت سازمانی با رفتار شهروندی سازمانی در میان معلمین شهرستان کامیاران پرداخته است. نتایج حاکی از آن است که بعد رویه ای عدالت سازمانی در میان معلمان از بیشترین اهمیت برخوردار است و همه ابعاد عدالت سازمانی در کامیاران معنادار بوده است و همه ابعاد رفتار شهروندی سازمانی در این شهرستان معنادار بوده است. به طور کلی رفتار شهروندی سازمانی معلمین از روی عدالت سازمانی آنها قابل پیش بینی است.
تحقیقات خارجی:
۱٫ مکنزی و همکاران در سال (۱۹۹۷) به بررسی تأثیر رفتار شهروندی سازمانی بر عملکرد سازمانی پرداخته است. نتایج این تحقیق نشان می دهند که رفتارهای شهروندی سازمانی سهم مهمی را در واریانس در اثر بخشی سازمانی دارند ، اگرچه که رفتار کمکی تمایل دارد که اثرات سیستمیک بیشتری نسبت به ورزشکار بودن یا پاکدامنی داشته باشد.
۲٫ جائبون و همکاران در سال (۲۰۰۱) در تحقیقی با عنوان رفتارهای شهروندی سازمانی و کیفیت خدمات مؤثر بر کارایی ارتباط کارمندان، به شناخت نقش های عمده رفتار سازمانی شهروندی ارتباطی کارمندان در ارزیابی مشتریان از کیفیت خدمات پرداخته اند. نتایج نشان می دهند که رضایتمندی شغلی کارمندان ارتباطی و صداقت در مدیریت، بصورت قابل توجهی با رفتار شهروندی سازمانی در ارتباط هستند و اینکه انگیزه کاری آنها در رفتار شهروندی سازمانی ارتباط مثبتی با درصد کیفی خدمات دارد. اگرچه فاکتور متداول و قابل توجهی وجود دارد که بر قدرت و شدت این ارتباط اثر می گذارد ، این فاکتور بر الگوی کلی ارتباط قابل توجه ، اثری نمی گذارد.
۳٫ ایزنبرگر و همکاران در سال (۲۰۰۱) در تحقیقی با عنوان تعهد مؤثر برای سازمان : مشارکت حمایت سازمانی ادراک شده. به بررسی ارتباطات درونی بین تجربه ی کاری، حمایت سازمانی ادراک شده، تعهد مؤثر و برگشت کارمند را مورد بررسی پرداخته شده است. تحقیق ۱ ثابت کرد که حمایت سازمانی ادراک شده، وابستگی مثبت پاداش های سازمانی، عدالت عملکردی و حمایت نظارتی را با تعهد موثر متعادل می کند. تحقیق ۲، حمایت سازمانی ادراک شده، ارتباط مثبت با تغییرات زمانی در تعهد موثر داشت که پیشنهاد می کند که حمایت سازمانی ادراک شده منجر به تعهد موثر می شود. تحقیق ۳ ثابت کرد که ارتباط منفی بین حمایت سازمانی ادراک شده و برگشت اختیاری کارمند وجود دارد. این نتایج پیشنهاد می کنند که شرایط کاری مطلوب از طریق حمایت سازمانی ادراک شده عمل می کنند تا تعهد سازمانی را افزایش دهند که در عوض ، رفتار کناره گیری کارمندان را کاهش می دهد.

۴٫ در تحقیق دیگری که توسط هالتوم و همکاران در سال (۲۰۰۲) انجام شد، رابطه بین سازگاری پایگاه اجتماعی و کاری، نگرشها (رضایت شغلی، تعهد سازمانی، جابجایی در سازمان) و رفتارهای شغلی (عملکرد درون نقشی، عملکرد فرا نقشی) مورد بررسی قرار گرفت. یافته های تحقیق نشان داد زمانیکه کارکنان با ترجیح خود برنامه زمان کاری خود را انتخاب می کنند، رضایت بیشتری دارند، نسبت به سازمان تعهد بیشتری نشان میدهند، کمتر تمایل به ترک سازمان داشته، عملکرد شغلی بالاتری دارندو همچنین رفتار های درون نقشی و فرا نقشی در آنها بیشتر است.
۵٫ در تحقیقی دیگر توسط یون و سو در سال (۲۰۰۳) نحوه و میزان تاثیر رضایتشغلی کارکنان و اعتماد مدیریت سازمان به کارکنان، به عنوان پیش زمینههای بروز رفتارهای شهروندی سازمانی مورد بررسی قرار گرفت. نتایج این مطالعه حکایت از این داشت که هر دو عامل تاثیر مستقیمی بر میزان و شدت بروز رفتارهای شهروندی سازمانی دارند.
۶٫ چالادورای در سال (۲۰۰۳) در تحقیقی با مقایسه تعهد سازمانی و رفتار شهروندی سازمانی در کارکنان پاره وقت و تمام وقت در سازمانهای ورزشی کره جنوبی به این نتایج دست یافتند که کارکنان تمام وقت تعهد عاطفی و رفتار شهروندی بالاتری را نسبت به کارکنان پاره وقت نشان دادند.همچنین ارتباط بین تعهد عاطفی و رفتار شهروندی در کارکنان تمام وقت بیشتر از کارکنان پاره وقت بود.
۷٫ در مطالعه ای که در مورد ارتباط بین ادراک عدالت ، رضایت شغلی ، تعهد سازمانی و رفتارهای شهروندی سازمانی ، توسط حریف امالی ریفای در سال (۲۰۰۵) انجام شد، یافته های تحقیق نشان می دهد که: الف‌) هم عدالت توزیعی و هم عدالت رویه ای تاثیر مثبت بر رضایت شغلی دارند. ب) رضایت شغلی تاثیر مثبت و قوی بر تعهد سازمانی دارد. ج) تعهد سازمانی تاثیر مستقیم و قوی بر رفتار های شهروندی سازمانی دارد.
۸٫ در مطالعهای دیگر که بر روی کارکنان بخش فروش یک شرکت بازرگانی در زمینه انتشارات در کشور سوئیس توسط پیرسی و همکاران وی (۲۰۰۶) صورت پذیرفت، پیشبینی تاثیر رفتار شهروندی سازمانی بر عملکرد سازمانی مورد بررسی قرار گرفت. نتایج این مطالعه، حکایت از این داشت که هر چقدر حمایتهای سازمانی در قبال کارکنان در حد بالایی صورت پذیرد، آنها نیز تمایل بیشتری به ارائه رفتارهای شهروندی سازمانی (نوعدوستی، تیمسازی، جوانمردی و فضیلتمدنی) دارند. این در حالی است که بروز اینگونه رفتارها بواسطه تاثیری که بر عملکرد کارکنان سازمان در قبال انجام نقشها و وظایف رسمی آنها داشت، باعث بهبود عملکرد کلی سازمان شد.
۹٫ آیرن و همکاران در سال ( ۲۰۰۶ ) به بررسی اثر تجربه پیشرفته، توانا سازی و حمایت سازمانی در ایجاد عملکرد کارکنان خدماتی پرداخته اند. نتایج، تأثیرات متفاوتی را بین سه پیشگو و اندازه های نتایج نشان می دهد. توانمند سازی و حمایت سازمانی، اثر قابل توجهی بر جهت گیری مشتری دارند. توانمند سازی بصورت قابل توجه، عملکرد را بهبود می بخشد و حمایت سازمانی، حس افتخار و سربلندی کارکنان را افزایش می دهد. تجربه ی پیشرفته ، اثر قابل توجهی فقط بر عملکرد دارد.
۱۰٫ کیم و آندرو در سال (۲۰۰۷) تحقیقی را با عنوان پیامد های عدالت توزیعی در ورزشکاران مسابقات بین دانشکده ای ارائه کرد که نتایج آن حاکی از آن است که هیچ ارتباط معنی دار و یا اثر متقابلی بین جنسیت، وضعیت بورس تحصیلی و نوع ورزش بر روی عدا لت ادراک شده بر اساس انصاف و برابری و تقاضا وجود ندارد. عدالت رویه ای یک پیش بین معنی دار برای پیامد رضایت است. اصول تقاضا و برابری قوی ترین پیش بین ها بودند. پیامد رضایت یک پیش بین معنی دار برای رضایت شغلی در این مطالعه نبود عدالت ادراک شده از پیامدها یک پیش بین معنی دار برای رضایت شغلی، تعهد سازمانی عاطفی و رفتار شهروندی سازمانی نبود.
۱۱٫ یوهان در سال (۲۰۰۸) به بررسی ارتباط بین حمایت سازمانی دریافتی و رفتار شهروندی سازمانی تبعیدی نقش متعادل کننده مشارکت مؤثر در برابر شرکت والد پرداخته است. نتایج نشان می دهند که حمایت دریافتی سازمانی (POS) از شرکت والد و تابعه، هر دو بصورت قابل توجهی با مشارکت مؤثر و رفتار شهروندی سازمانی مرتبط هستند. نتایج همچنین نشان می دهند که مشارکت مؤثر بعنوان واسطه بخشی ارتباط بین حمایت سازمانی ادراک شده شرکت والد و رفتار شهروندی سازمانی عمل می کند و یک واسطه ی کامل ارتباط بین حمایت سازمانی ادراک شده تابعه و رفتارشهروندی سازمانی می باشد.
۱۲٫ آنیکا در سال (۲۰۰۸) تحقیقی با عنوان اثرات حمایت های ادراک شده از سازمان(POS)، همکاران (PCS) و سرپرستان (PSS) بر روی استرس شغلی (JS) ادراک شده و پیامدهای نگرشی، انجام داد و به این نتایج دست یافت که، استرس های شغلی ادراک شده بالاتر، رضایت شغلی و تعهد سازمانی کمتری را به همراه دارد. حقوق بالا و شرایط کاری بهینه و حمایت های شغلی ادراک شده بیشتر، به طور معناداری استرس شغلی کمتر و نگرش های شغلی بالاتری را پیش بینی می کند. در میان انواع حمایت ها، حمایت سازمانی ادراک شده بیشترین همبستگی و PCS کمترین همبستگی را با نگرش های شغلی داشت.
۱۳٫ بنگ در سال (۲۰۰۸)، تحقیقی را با عنوان نقش واسط حمایت سازمانی ادراک شده در ارتباط بین تبادل رهبر ـ عضو (LMX) و تعهد سازمانی داوطلبان در سازمانهای غیر انتفاعی وررزشی ارائه کرد که حکایت از این نتایج دارد: بین متغیرهای LMX و حمایت سازمانی ادراک شده ارتباط مثبت معنا دار وجود دارد و اثر حمایت سازمانی ادراک شده بر تعهد سازمانی عاطفی به طور معناداری مثبت بود. با وجود این اثر مستقیم LMX بر تعهد سازمانی عاطفی به طور معناداری منفی بود. این مطالعه همچنین شواهدی را ارائه می دهد که اندازه گیری واسطه گری حمایت سازمانی ادراک شده به طور ویژه ای برای اندازه گیری پیشرفت تعهد داوطلبان در سازمانهای غیر انتفاعی ورزشی مناسب است. بنابر این این مطالعه بر اهمیت نقش ضروری رهبران به عنوان یک عامل کلیدی در سازمانی که کارکنان ادراکاتشان را در آن سازمان شکل می دهند تاکید می کند.
۱۴٫ عدنان و همکاران در سال (۲۰۱۱) در تحقیقی با عنوان رضایت شغلی و رفتار شهروندی سازمانی به اندازه گیری دو بعد از رفتار شهروندی سازمانی (رفتار شهروندی سازمانیI و رفتار شهروندی سازمانیO ) میپردازد و آزمایش کند که چگونه این رفتار های شهروندی سازمانی با دو جنبه رضایت شغلی ( درونی و بیرونی ) در ارتباط هستند. یافته های این تحقیق آشکار می کند که هر دو جنبه ی درونی و بیرونی رضایت شغلی در پیشگویی رفتار سازمانی، متفاوتند. نتایج این تحقیق نشان می دهند که رضایتمندی درونی و بیرونی شغلی، هر دو بصورت مثبت با رفتار شهروندی سازمانیO همراه هستند اما با رفتار شهروندی سازمانیI نیستند.
۱۵٫ فانگ شیانگ چون و همکاران در سال (۲۰۱۲) در تحقیقی با عنوان تأثیرات حمایت سازمانی ادراک شده و توانایی روانی بر عملکرد شغلی : اثرات متوسط رفتار شهروندی سازمانی به نتایج زیر دست یافتند حمایت سازمانی دریافتی و توانایی روانی، هردو، اثر مثبتی بر رفتار شهروندی سازمانی دارند. حمایت دریافتی سازمانی بصورت مثبت بر عملکرد شغلی اثر نمی گذارد. توانایی روانی و رفتار شهروندی سازمانی اثر مثبت بر عملکرد شغلی دارند. رفتار سازمانی بعنوان واسطه ی بخشی بین حمایت سازمانی دریافتی و عملکرد شغلی و همچنین بین توانایی روانی و عملکرد شغلی، عمل می کند.
۱۶٫ یونگ و همکاران در سال ( ۲۰۱۳) به تحقیقی با عنوان تعاریف رفتار شهروندی سازمانی و نتایج آن پرداختند. در این تحقیق اثرات عدالت عملکردی یا رویه ای، رهبری تبدیلی، و پیچیدگیی را بررسی کردند که در سازمان، بعنوان کل با رفتار شهروندی سازمانی نشان داده شده اند. همچنین، بررسی در مورد ارتباط بین رفتار شهروندی سازمانی و رضایت مندی شغلی بود. یافته ها نشان دادند که عدالت عملکردی، رهبری تبدیلی، و پیچیدگی، تأثیر مثبت بر رفتار شهروندی سازمانی کارمندان دارند و اینکه رفتار شهروندی سازمانی بصورت مثبت با رضایتمندی شغلی در ارتباط است.
۱۷٫ همت و همکاران در سال (۲۰۱۳) به بررسی ارتباط بین ولگردی و رفتار شهروندی سازمان یافته پرداختند.
در این تحقیق، تمایل به ولگردی اجتماعی و رفتار شهروندی سازمان یافته مورد توجه قرار گرفته است. بر اساس نتایج بدست آمده، تفاوت معنی داری بین معیار شهروندی سازمان یافته و ولگردی اجتماعی وجود دارد به اینصورت که رفتار شهروندی شرکت کنندگان با گرایش آنان برای ولگردی، مرتبط نیست. بنابراین رفتار شهروندی شرکت کنندگان متفاوت از گرایش های آنها برای ولگردی می باشد. جنس شرکت کننده ها بر گرایش ولگردی اجتماعی اثر می گذارد و وضعیت تأهل، عنصر کلیدی برای تمایز رفتار سازمان یافته شهروندی می باشد. در نتیجه دیدگاه شهروندی سازمان یافته، عنصر کلیدی موفقیت و انگیزه است کارمندان باید این ویژگی را داشته باشند تا در محل کارشان مؤثر باشند بعبارت دیگر ولگردی اجتماعی، زیر بنای ناکارآمدی است.
بنابر این مطالعه حاضر با ایجاد ارتباط بین حمایت سازمانی ادراک شده و رفتار شهروندی سازمانی دانشی را فراهم می سازد که به تحقیقات آینده که در ارتباط با بروز و تقویت رفتارهای شهروندی سازمانی می باشد کمک کند.

فصل سوم

 

روش شناسی تحقیق

در این فصل ابتدا روش تحقیق پژوهش توضیح داده شده است. سپس جامعه تحقیق، نمونه گیری و گزینش نمونه ها، روش گردآوری اطلاعات، ابزار اندازه گیری متغیرها و نحوه امتیاز دهی، چگونگی اجرای پژوهش، روش های آماری مورد استفاده تحقیق و چگونگی تجزیه و تحلیل اطلا عات توضیح داده می شود.
۳-۱) روش شناسی تحقیق:
از آنجا که این تحقیق با هدف برخورداری از نتایج یافته‫ها برای حل مسائل موجود بکار می‫رود، لذا نوع تحقیق کاربردی می‫باشد و چون در این مطالعه محقق به دنبال بدست ‫آوردن اطلاعاتی درباره دیدگاه‫ها و نظرات افراد مختلف می‫باشد، لذا ماهیت تحقیق توصیفی از نوع پیمایشی و به لحاظ روابط بین متغیرها از نوع همبستگی است.
جامعه آماری:
جامعه آماری این تحقیق را همه کارمندان اداره کل ورزش و جوانان استان یزد تشکیل داده اند که تعداد آنها ۱۰۰ نفر می باشد.
نمونه آماری:
به دلیل امکان عدم بازگشت و عودت کامل پرسشنامه‌های ارسالی و کوچک بودن حجم جامعه آماری، نمونه آماری برابر با جامعه آماری انتخاب شد.
متغیرهای تحقیق:
در این تحقیق متغیر پیش‌بین: حمایتهای سازمانی ادراک شده.
متغیر ملاک: رفتار شهروندی سازمانی کارمندان اداره کل ورزش و جوانان استان یزد می‌باشند.

۳-۲) روش های گردآوری داده ها:

در این قسمت برای جمعآوری دادههای مورد نیاز این تحقیق و به منظور اندازهگیری متغیرهای مدل از ابزار پرسشنامه استفاده شده است. پرسشنامه مربوطه، شامل سه بخش است:
الف) بخش اول پرسشنامه: مربوط به متغیرهای جمعیتشناختی^[۱۶۰] شامل جنسیت، سن، وضعیت تاهل میزان تحصیلات، سابقه شغلی و نوع وضعیت استخدامی میباشد.
ب) بخش دوم پرسشنامه: شامل متغیر«رفتار شهروندی سازمانی» است که شامل ۲۰ گویه در قالب ۵ بعد نوعدوستی، تکریم و تواضع، جوانمردی، وجدانکاری، رفتار مدنی و بوده و بوسیله مقیاس ۷ امتیازی لیکرت(شامل ۱:کاملاً مخالفم و ۷: کاملاً موافقم) اندازهگیری می شود. در این بخش هر یک از کارکنان میبایست تا کل اداره را در ارتباط با هر یک از عبارات ارائه شده (۲۰ گویه مطرح شده) در پرسشنامه و با توجه به مقیاس سنجش، ارزیابی نمایند. باید عنوان نمود این پرسشنامه از مطالعه پدساکف و همکارانش(۱۹۹۳) که توسط بل و منگوک نیز در سال ۲۰۰۲ در شرکت بیمه مورد استفاده قرار گرفت، پس از بومیسازی مناسب، برای این پژوهش بکار رفت. جدول ۳-۱، سؤالات مرتبط باهر یک از ابعاد رفتار شهروندی را نشان می دهد.
جدول( ۳-۱) شماره سؤالات مرتبط با هر یک از ابعاد رفتار شهروندی

(‏۳‑۷)

 

.
.
.

 

 

 

مدل­های بهینه­سازی غیرخطی
اگر تابع هدف یا محدودیت­ها و یا هر دو غیرخطی باشند در این صورت مسئله بهینه­سازی غیرخطی خواهد بود. در این موارد فقط مسائل دومتغیره از طریق ترسیمی قابل حل می­باشند. اگر چه فضای جواب ممکن است دارای نقاط گوشه­ای نباشد و یا حتی جواب بهینه ممکن است در نقاط گوشه­ای قرار نداشته باشد. در چنین مواردی منحنی­های تابع هدف با مقادیر مختلف باید مورد مقایسه قرار گیرند [۱].
مدل­های بهینه­سازی چندهدفه
در مسائل چندهدفه در مدل بهینه­سازی به جای یک هدف، چندین معیار و هدف مورد نظر می­باشند. جهت تحلیل مسائل چندهدفه، روش­های تصمیم ­گیری چندمعیاره ارائه شده ­اند که در این بخش تنها به یک روش از آنها اشاره خواهد شد.
روش وزن­دهی ساده
در مسائل بهینه­سازی چندهدفه، نقطه غیرپست^[۱۴] نقطه­ای می­باشد که در مقایسه با آن نمی­ توان نقطه­ای دیگر را یافت که حداقل، مقدار یک تابع هدف را بهبود بخشیده و مقادیر توابع هدف دیگر را تغییر ندهد. در روش وزن­دهی ساده، مسئله­ چندهدفه تبدیل به یک مسئله­ تک­هدفه می­ شود. به عبارت دیگر در این روش برای پیدا کردن جواب­های غیرپست مسئله چندهدفه زیر :

 

 

(‏۳‑۸)

 

 

 

 

 

که در آن Z_i(x) هدف i ام، p تعداد هدف، مجموعه متغیرهای تصمیم ­گیری و F_d مجموعه جواب­های امکان­ پذیر می­باشد، می­توان مسئله تک­هدفه زیر را حل نمود:

 

 

(‏۳‑۹)

 

 

 

 

 

در این روش وزن توابع هدف مختلف (w_k) مثبت و غیرصفر می­باشند.
به طور کلی در مسائل چندمعیاره دو دسته معیار یعنی معیارهای مثبت و منفی وجود دارند. در مورد معیارهای مثبت، مقدار بیشتر آنها مطلوب می­باشد (مانند کیفیت) و در مورد معیارهای منفی مقدار کمتر آنها بهتر است (مانند هزینه) . از طرفی در این روش همه معیارها به یک هدف (معیار) تبدیل شده و این یک معیار حداکثر می­گردد. بنابراین معیارهای منفی را در عدد (۱-) ضرب می­نماییم تا به یک معیار مثبت تبدیل شوند.
همانطور که مشاهده می­ شود در روش وزن­دهی ساده معیار منفی وجود ندارد و همه معیارهای منفی به معیار مثبت تبدیل می­شوند و وزن نسبی معیارهای مختلف در این روش توسط تصمیم­گیرنده با توجه به اولویت نسبی این اهداف تعیین می­گردد [۱].
مدل­های حل اختلاف
در یک فرایند تصمیم ­گیری، چنانچه تعداد تصمیم­گیرندگان بیش از یک نفر باشد، تصمیم ­گیری با مشکلات همراه خواهد بود چراکه افراد مختلف اهداف، دیدگاه ­ها و اولویت­های متفاوتی دارند و تصمیم­نهایی باید به گونه ­ای باشد که کلیه این اختلاف نظرات در آن لحاظ شده باشد. چندین روش برای حل این نوع مسائل وجود دارد که به مدل­های حل اختلاف معروف می­باشند. یک روش این است که مسئله به صورت یک مدل چند هدفه، با توجه به اهداف تصمیم­گیرندگان مختلف، در نظر گرفته شود. یکی دیگر از راه­ حل­های حل اختلاف این است که نظرات تصمیم­گیرندگان با توجه به اهمیت نسبی آنها رتبه ­بندی شده و در تصمیم ­گیری نهایی مورد توجه قرار گیرد. روش سوم حل اختلاف بر پایه­ تئوری چانه­زنی می­باشد که توسط John Nash در سال ۱۹۵۴ ارائه شده است. Nash مجموعه­ مشخصی از شرایطی را که جواب­ها باید آنها را ارضا نمایند ارائه نمود و ثابت کرد که فقط یک جواب، که پاسخ مسئله­ حل اختلاف می­باشد، این شرایط را ارضا می­ کند [۱].
در این تحقیق از روش حل اختلاف حاصل­ضربی غیرمتقارن Nash در حل مناقشه استفاده شده است از اینرو در ادامه به توضیح روش حل اختلاف Nash پرداخته می­ شود.
با فرض اینکه n تصمیم­گیرنده وجود داشته باشند و X فضای تصمیم ­گیری و f_i تابع هدف یا تابع مطلوبیت تصمیم­گیرنده i ام باشد. فضای هدف به صورت زیر تعریف می­گردد:

 

 

(‏۳‑۱۰)

 

, i=1,…,n

 

 

 

همچنین فرض می­ شود که کلیه­ تصمیم­گیرندگان در بیان تابع مطلوبیت خود، یک حداقل مطلوبیت را تعیین می­نمایند که مقادیر کمتر از آن برای آن تصمیم­گیرنده به هیج وجه قابل قبول نمی ­باشد. این مقدار از تابع هدف نقطه عدم توافق نامیده می­ شود. اگر d_i نقطه عدم توافق برای تصمیم­گیرنده i ام باشد، بردار عدم توافق تصمیم­گیرندگان نامیده می­ شود. جواب مسئله باید شرایط کلی زیر را ارضا نماید:
جواب مسئله حل اختلاف به صورت تابعی از H و در نظر گرفته می­ شود .
جواب مسئله باید محدودیت­های موجود را ارضا کرده و به عبارت دیگر امکان­ پذیر باشد.
جواب مسئله باید نقطه عدم توافق کلیه تصمیم­گیرندگان را تأمین نماید.
جواب باید غیرپست باشد.
اگر دو تصمیم­گیرنده دارای نقطه­ی عدم توافق یکسان و مطلوبیت­های مشابه باشند، مقدار تابع هدف (مطلوبیت آنها) به ازای جواب نهایی مسئله­ حل اختلاف نباید متفاوت باشد.
شرط شماره ۱ نشان­دهنده این مطلب است که به تصمیم­گیرندگان بیش از منابعی که قابل دسترس است امکان تخصیص وجود ندارد. براساس شرط شماره ۲ هیچ تصمیم­گیرنده­ای نتیجه­ای را که مقدار مطلوبیت آن از حداقل مطلوبیت تعیین­شده کمتر است، نمی­پذیرد. نیاز به جواب­های غیرپست نشان می­دهد که امکان وجود جواب بهتری برای تمامی تصمیم­گیرندگان وجود ندارد.
Nash ثابت می­ کند اگر H محدب^[۱۵]، بسته و محدود^[۱۶] باشد در این صورت تنها یک جواب برای مسئله­ رفع اختلاف وجود خواهد داشت که از حل مسئله­ بهینه­سازی زیر به دست می ­آید.

 

 

(‏۳‑۱۱)