در رابطه فوق معرف تفاضل مرتبه اول، تعداد وقفه­های اضافه شده به مدل جهت حصول به اجزاء اخلال نوفه سفید است و زمان می­باشد. به صورت معمول از معیار شوارتز-بیزین و آکائیک برای تعیین تعداد وقفه بهینه استفاده می­ شود. در رابطه فوق معرف آماره دیکی فولر تعمیم یافته است. این آماره با مقادیر بحرانی مککینون (۱۹۹۶) مقایسه می­ شود و در صورتی که کوچکتر از مقادیر بحرانی باشد فرض صفر ریشه واحد به نفع فرض مخالف رد می­ شود.

(( 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. ))

۲-۳-۲٫آزمون ریشه واحد فیلیپس و پرون (۱۹۸۸)
فیلیپس و پرونآزمون ریشه واحد خود را با روش ناپارامتریک جهت رفع خودهمبستگی سریالی ارائه نمودند. در روش PP ابتدا رابطه زیر تخمین زده می­ شود:
در رابطه فوق است. ضریب در است. آماره t بر اساس تعدیل شده، و به دست می ­آید، بنابراین خودهمبستگی سریالی توزیع آماره tرا تحت تأثیر قرار نمی­دهد:
در رابطه فوق تخمین است و انحراف معیار آن می­باشد. انحراف معیار رگرسیون آزموناست.
تخمین سازگار واریانس است. f_t تخمین­زن طیف اجزاء اخلال در فراوانی صفر است. مقادیر بحرانی مورد نیاز برای آزمون فیلیپس-پرون توسط مکینون (۱۹۹۶) ارائه شده است.
۲-۳-۳٫آزمون ریشه واحد KPSS
فرضیه صفر در آزمون KPSS عدم وجود ریشه ی واحد یا پایایی متغیر وابسته y می باشد.آماره KPSS بر اساس باقیمانده های حاصل از رگرسیون حداقل مربعات معمولی متغیر وابسته  می باشد؛

آماره LM به صورت زیر تعری می شود؛

که  تخمین زننده ی محدوده باقی مانده ها در زمان صفر و S(t) تابع تجمعی باقیمانده ها ست ؛

براساس باقیمانده های  باید توجه شود که تخمین زننده ی  استفاده شده در این محاسبه از سایر تخمین زننده های  که با بهره گرفتن از GLS بوده متفاوت است ، چون که در این رگرسیون از داده های اصلی به جای داده های مشابه تفاضل گیری شده استفاده شده است.
۳-۳ آزمون­های ریشه واحد با لحاظ شکست ساختاری:
پرون (۱۹۸۹) نتایج آزمون­های فوق را مورد انتقاد قرار می­دهد و بیان می­ کند در صورت وجود شکست ساختاری در داده ­ها، آزمون­های ریشه واحد کلاسیک تورش­دار می­باشد. آزمون­های رایج ریشه واحد دیکی­فولر، دیکی­فولر تعمیم یافته و فیلیپس­پرونو غیره در صورتی معتبر می­باشند که داده ­ها شکست ساختاری نداشته باشند، اما در صورت وجود شکست ساختاری آزمون­های مذکور برای بررسی درجه هم­انباشتگی، نتایج قابل اتکا ارائه نخواهند نمود. غفلت از در نظر گرفتن یک شکست ساختاری ممکن است منجر به تورش در نتیجه آزمون ریشه واحد در جهت عدم رد فرض صفر ریشه واحد گردد، به عبارت دیگر آزمون­هایی مانند دیکی-­فولر تعمیم یافته و فیلیپس-­پرون ممکن است اشتباهاً متغیر را هم­انباشته از درجه یک گزارش نمایند، در حالی که در حقیقت ممکن است متغیر با در نظر گرفتن شکست ساختاری ایستا باشد (زیووت و اندروز، ۱۹۹۲). لامزدین و پاپل (۱۹۹۸)، بن­دیوید و همکاران(۲۰۰۳) تأکید نموده ­اند که صرفاً غفلت از در نظر گرفتن یک شکست ساختاری ممکن است منجر به عدم رد فرض صفر ریشه واحد، توسط آزمون دیکی-­فولر تعمیم یافته گردد؛ غفلت از در نظر گرفتن دو شکست ساختاری در صورت وجود، ممکن است منجر به عدم رد فرض صفر ریشه واحد توسط آزمون­هایی گردد که فقط یک شکست ساختاری را در نظر می­گیرند. لیبورن و نیوبولد(۲۰۰۳)تأکید نموده ­اند که اگر شکست ساختاری مورد توجه قرار نگیرد نتایج به دست آمده از آزمون­های همجمعی ممکن است کاذب باشند.
۳-۳-۱٫ آزمون ریشه واحد زیووت و اندروز (۱۹۹۲)
آزمون ریشه واحد زیووت-اندروز قادر به لحاظ نمودن یک شکست ساختاری درون­زا در سری زمانی مورد نظر می­باشد:
Model A
Model B
Model C
همانگونه که ملاحظه می­ شود، مدل A و B به ترتیب یک تغییر در عرض از مبدأ و روند را در نظر می­گیرند، و مدل C توانایی انجام آزمون ریشه واحد با در نظر گرفتن تغییر در عرض از مبدأ و روند را دارد. متغیر موهومی در نظر گرفته شده برای یک تغییر در عرض از مبدأ است. همچنین متغیر موهومی در نظر گرفته شده برای یک تغییر در روند سری زمانی می­باشد. فرض مخالف این است که سری با در نظر گرفتن یک شکست ساختاری ایستا است. زمان شکست ساختاری است، و برابر یک است، اگر و در غیر این صورت برابر صفر می­باشد. برابر است، اگرو در غیر این صورت برابر صفر است. در صورتی که ضریب از نظر آمار معنادار باشد، می­توان فرض صفر را رد نمود. مقادیر بحرانی توسط زیووت و اندروز (۱۹۹۲) ارائه شده است.
۳-۳-۲٫ آزمون ریشه واحد لامزداین و پاپل (۱۹۹۷)
آزمون ریشه واحد لامزداین-پاپل از فرم تعمیم یافته دیکی-فولر تعمیم یافته با توانایی در نظر گرفتن دو شکست ساختاری درون­زا استفاده می­نماید:
در رابطه فوق برابر یک است اگر باشد، و در غیر این صورت برابر صفر است. و متغیرهای موهومی در نظر گرفته شده برای شکست­در عرض از مبدأ است. همچنین و متغیرهای موهومی در نظر گرفته شده برای شکست­های روند (شیب) است. مقادیر بهینه وقفه­ها توسط روش ان­جی پرون (۱۹۹۵) تعیین می­ شود، همچنین مقادیر بحرانی این آزمون توسط لامزداین و پاپل (۱۹۹۷) ارائه شده است.
۴-۳ آزمون کرانه­ها:
برای تحلیل تجربی روابط بلندمدت و اثرات متقابل میان متغیرهای تحقیق، مدل مورد نظر با بهره گرفتن از روش آزمون کرانه­ها به همجمعی که توسط پسران و همکاران (۲۰۰۱) ارائه گردیده، تخمین زده شده است.این تخمین رابطه همجمعی به وسیله روش حداقل مربعات معمولی، زمانی که تعداد وقفه­های مدل معین شده باشد را ممکن می­سازد. آزمون کرانه ها شامل دو مرحله برای تخمین رابطه بلند مدت می­باشد. در مرحله اول وجود رابطه بلند مدت بین متغیرها در معادله مورد نظر بررسی می­ شود. در مرحله دوم ضرایب بلند مدت و ضرایب کوتاه مدت با بهره گرفتن از مدل­های ARDL و ECM تخمین زده می­ شود.به تبعیت از پسران و همکاران (۲۰۰۱)، روش آزمون کرانه­ها را با مدلسازی رابطه بلندمدت به عنوان یک مدل خودبازگشتی برداری (VAR) از رتبه در به کار برده می­ شود:
(۱-۳)
که در آن یک بردار (k+1) از عرض از مبدأها، و یک بردار (k+1) از ضرایب روند می­باشد. پسران و همکاران (۲۰۰۱) VECMرا برای رابطه فوق به صورت زیر به دست آورده­اند:
(۲-۳)
در رابطه فوق و به ترتیب حاوی اطلاعات بلندمدت و کوتاه­مدت می­باشند. برداری از متغیرهای و می­باشد. بردار متغیرهای وابسته I(1) می­باشد که با تعریف شده است. و یک ماتریس برداری از رگرسورهای I(0)و I(1)است، که بردار خطاهای دارای میانگین صفر، (i,i,d)و واریانس همسان فرض شده است. پسران و همکاران (۲۰۰۱) با توجه به وجود یا عدم وجود و مقید یا غیر مقید بودن عرض مبدأ و روند پنج حالت برای مدل تصحیح خطا معرفی نموده ­اند.
حالت اول: بدون عرض از مبدأ و بدون روند. بنابراین ECM به صورت زیر است:
(۳-۳)
حالت دوم: با عرض از مبدأ مقید و بدون روند. بنابراین ECM به صورت زیر است:
(۴-۳)
حالت سوم: با عرض از مبدأ نامقید و بدون روند. بنابراین ECM به صورت زیر است:
(۵-۳)
حالت چهارم: با عرض از مبدأ نامقید و روند مقید. بنابراین ECM به صورت زیر است:
(۶-۳)
حالت پنجم: با عرض از مبدأ نامقید و روند نامقید. بنابراین ECM به صورت زیر است:
(۷-۳)
در مطالعات تجربی حالت­های سوم، چهارم و پنجم مورد بررسی قرار می­گیرد، از آن جمله پسران و همکاران (۲۰۰۱) در بخش دوم مقاله خود که مطالعه­ ای تجربی در ارتباط با کشور انگلستان می­باشد، حالت­های سوم،
چهارم و پنجم را مورد بررسی قرار داده­اند. با توجه به روابط فوق ECM شرطی مربوط به این تحقیق در سه حالت مذکور به صورت زیر می­باشد:
بخش کشاورزی
حالت سوم:
حالت چهارم:
حالت پنجم:
بخش صنعت
حالت سوم:

۱۹ ۳۰% کود گاوی + ۷۰% خاک زراعی + شوری آب ds/m4 A₃B₄C₃

۲۰ ۳۰% کود گاوی + ۷۰% خاک زراعی + شوری آب ds/m 6 A₃B₅C₃

۲۱ ۴۵% کود گاوی +۵۵% خاک زراعی + آب آبیاری منطقه ای A₄B₁C₄

۲۲ ۴۵% کود گاوی + ۵۵% خاک زراعی+ شوری آب ds/m1 A₄B₂C₄

۲۳ ۴۵% کود گاوی +۵۵% خاک زراعی + شوری آب ds/m 2 A₄B₃C₄

۲۴ ۴۵% کود گاوی + ۵۵% خاک زراعی+ شوری آب ds/m 4 A₄B₄C₄

۲۵ ۴۵ % کود گاوی + ۵۵% خاک زراعی + شوری آب ds/m6 A₄B₅C₄

۳- ۸- کاشت گیاه استرلیتزیا رژینا در بستر­های اصلی
بعد از آماده سازی ترکیبات اصلی بستر کشت مورد استفاده در این آزمایش مطابق با درصدهای حجمی مشخص شده با نسبت­های (۰، ۱۵، ۳۰ و۴۵ درصد) کمپوست کود گاوی به جای خاک زراعی، ابتدا گلدانهای چهار لیتری مطابق با طرح، بر چسب زده شدند، سپس گیاهان نشایی و جوان استرلیتزیا به گلدانهای با حجم چهار لیتر، انتقال یافتند. آزمایش با ۲۵ تیمار و هر تیمار در سه تکرار شروع گردید.
تصویر۳-۳- کشت گیاهان استرلیتزیا در بستر های مطابق طرح آزمایش.
۳-۹- روش کار عملی در طول مدت آزمایش
آبیاری گیاهان با آب معمولی جهت سازگاری ریشه با بسترهای جدید به مدت پنج هفته انجام شد. سپس نسبت به آبیاری لازم (۳ بار درهفته) با آب منطقه و شوری­های مختلف (جدول­های ۳ – ۱ و ۳-۲) در تیمارها اقدام گردید، هر ۱۵ روز یکبار نیز از کودهای شیمیایی اوره، سوپرفسفات و کریستالون، (جدول ۲-۳) به صورت محلول پاشی و همراه با آبیاری استفاده شد.
تصویر۳-۴- گیاهان استرلیتزیا در طی دوران رشد.
تصویر۳-۵– اندازه گیری محلول پایه (Stock) جهت ساخت محلول شور رقیق مطابق طرح آزمایش.
تصویر۳- ۶– تیمارها در ماه ششم آزمایش.
۳– ۱۰- اندازه ­گیری شاخص­ های رشد گیاه
۳-۱۱- اندازه ­گیری ارتفاع گیاه، تعداد برگ، پهنک برگ و محیط طوقه گیاه
در پایان دوره رشد ۸ ماهه گیاهان، شاخص­ های رشد گیاه شامل اندازه ­گیری ارتفاع گیاه از روی نقطه اتصال ساقه به ریشه تا انتهای آخرین برگ با بهره گرفتن از متر فلزی، اندازه ­گیری محیط طوقه از ارتفاع ۳ سانتی متری از سطح خاک توسط متر خیاطی، مساحت پهنک سه برگ انتهایی گیاهان در همه تیمارها توسط خط­کش اندازه ­گیری و تعداد برگ هر گیاه شمارش شد. از آنجایی که جهت نیاز به مواد گیاهی یک شکل و اندازه، در این تحقیق از گیاهان تولید شده از بذر استرلیتزیا استفاده شد، و گیاهان بذری استرلیتزیا حداقل تا ۴ سال گل نمی­دهند، شاخص­ های مربوط به گل در این آزمایش اندازه گیری نشده است. ولی طبق تحقیقات قبلی به عمل آمده هر برگ تولید شده استرلیتزیا امکان بالقوه تولید یک گل را نیز دارد.
بنا بر این در عمل، رشد رویشی بالا در این گیاه، خود دلیلی بر تولید گل بیشتر نیز می­باشد. ضمن اینکه در تزیین و گل آرایی، برگ استرلیتزیا از پر مصرف ترین و بادوام­ترین برگ­های زینتی محسوب شده، که ارزش تولیدی و تجاری آن کمتر از گل استرلیتتزیا نیست.
تصویر ۳- ۷- اندازه گیری مساحت پهنک برگ تیمارها
تصویر ۳- ۸- اندازه گیری ارتفاع گیاهان در پایان آزمایش.
۳ – ۱۱- ۱-اندازه ­گیری وزن تر اندام هوایی گیاه
پس از پایان دوره رشد شش ماهه، وزن تر اندام هوایی (ساقه و برگ) توزین شد. به این صورت که ابتدا گیاه را از گلدان بیرون آورده جهت زدودن خاک بستر ریشه را در زیر جریان ملایم آب کاملا شسته و با آب مقطر آب کشی گردید و برای مدتی در فضای گلخانه قرار داده شدند تا آب روی اندام گیاه خشک شود. آنگاه اندام هوایی گیاه از محل اتصال به ریشه توسط کاتر برش داده شد، و اندام هوایی و برگ­ها به قطعات کوچکتر تقسیم شدند. بلافاصله پس از برش و جدا کردن ساقه از ریشه، با ترازوی دیجیتال با دقت یک صدم وزن شده و در داخل پاکت­هایی کاغذی برای خشک شدن به آون منتقل شدند.

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

۳-۱۱-۲- اندازه ­گیری وزن تر ریشه
برای اندازه ­گیری وزن تر ریشه، ریشه ­های شسته شدند و پس از خشک شدن با ترازوی دیجیتال با دقت ۰۱/۰ اندازه ­گیری شدند. سپس با قرار دادن در پاکت­های کاغذی به آون منتقل گردیدند.
تصویر ۳ – ۹- اندازه ­گیری وزن تر ریشه.

• • • 1. 1. کارت امتیازی متوازن و مناظر آن

       

   

کارت امتیازی متوازن روشی است که در آن استراتژی سازمان به یک سری شاخص های عملکرد قابل اندازه گیری ترجمه شده و ازطریق اجرای آن، سیستمی برای سنجش تحقق استراتژی و مدیریت استراتژیک ایجاد می‌شود. این مناظر عبارتنداز : منظر مالی ، منظر مشتری، منظر فرایند کسب وکار داخلی و منظر رشد و یادگیری .

( 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. )

کارت امتیازی متوازن یک مفهوم نوین مدیریتی است که به همه مدیران در همه سطوح کمک می‌کند تا بتوانند فعالیت‌های کلیدی خود را پایش و کنترل نمایند.
روش های ارزیابی عملکرد سنتی عمدتاً براساس شاخص های ارزیابی مالی هستند. نارسایی معیارهای مالی به عنوان ابزار سنجش عملکرد شامل موارد زیر است:

• معیارهای سنجش عمدتاً کوتاه مدت و غیراستراتژیک هستند.

• ارزیابی ها مبتنی بر اطلاعات تاریخی است.

• ارزیابی ها عمدتاً یک بعدی است.

• ارزیابی ها فقط به اطلاعات حسابداری متکی می‌باشد و

• متغیرهای مهمی مانند کیفیت، نوآوری و رضایت مشتریان درآن لحاظ نمی گردد.

به طور کلی می‌توان گفت که مهمترین نارسایی سنجش های مالی، عدم توانایی آن ها در ارزیابی دارایی های نامشهود است که روابط با مشتریان، محصولات و خدمات بدیع، کیفیت بالا، فرایند عملیاتی پاسخگو، تکنولوژی و پایگاه های اطلاعاتی و توانمندی، مهارت و انگیزه کارکنان، نمونه هایی از دارایی های نامشهود هستند.
در راه دستیابی به استراتژی های سازمانی آنچه اهمیت بسیار دارد این است که اول، اهداف استراتژیک سازمان به خوبی دیده شود، یعنی مطالعه شود که به دنبال چه هدف یا اهداف استراتژیک هستیم. دوم، بررسی شود سنجه های مناسب برای ارزیابی تحقق این اهداف کدامند. سوم، بررسی شود که کمیت موردنظر برای هریک از سنجه ها در دوره های ارزیابی چقدر باید باشد و درنهایت، چه برنامه ها و ابتکاراتی برای تحقق اهداف سازمانی خود داریم.
بی تردید در این میان سنجه های شما بهبود شاخص رضایت کارکنان، کاهش زمان چرخه تولید و افزایش کیفیت محصول، تحویل به هنگام محصول به مشتریان، کاهش شکایات آن ها و بازده و گردش دارایی ها خواهد بود. به طورکلی می‌توان گفت با یادگیری و رشد کارکنان، بهبود در فرایندهای کسب و کار ایجاد می‌شود که این موجب کیفیت محصولات و درنتیجه رضایت مشتریان، خواهدشد و درنهایت مشتریان، راضی و در آن ها نوعی وفاداری ایجاد می‌شود که نتایج مالی قابل توجهی را نصیب سازمان شما خواهندکرد.
درواقع کارت امتیازی متوازن به ارائه یک چارچوب و یا یک زبان مشترک برای شفاف نمودن استراتژی می‌‌پردازد و از اندازه گیری برای مطلع نمودن کارکنان در خصوص محرک های موفقیت فعلی و آتی استفاده می‌کند. با تشریح دقیق نتایج مورد انتظار سازمان و عوامل موثر بر این نتایج، مدیران ارشد به یکپارچه سازی توان و قابلیت های سازمانی و دانش تخصصی نیروی انسانی سازمان برای دستیابی به اهداف بلندمدت تلاش می کند.
هدف کارت امتیازی متوازن تهیه عوامل کلیدی موفقیت کسب و کار برای مدیران و ایجاد همردیفی بین عملکرد و استراتژی کلی سازمان می باشد. نورتن و کاپلان ادعا نمودند که کارت امتیازی متوازن برای مدیران، ابزار هدایت سازمان جهت رقابت پذیری را فراهم می نماید(آمارتونگا و بالدری^[۱۳]، ۲۰۰۰).
به عبارت دیگر کارت امتیازی متوازن یک تکنیک مدیریتی است که به مدیران سازمان کمک می کند تا فعالیت ها و روند روبه رشد یا رو به افول سازمان را از زوایای مختلف بررسی کنند. در واقع کارت امتیازی متوازن میزان دسترسی به اهداف سازمان را از طریق سیاست های کاری انتخاب شده بیان می کند. این تکنیک، با تشخیص شاخص های دستیابی به اهداف، میزان مؤثر بودن استراتژیهای سازمان را بررسی می کند (کاپلان و نورتون، ۱۹۹۶).
بردی^[۱۴] اشاره نموده است که کارت امتیازی متوازن علاوه برارزیابی اجرای استراتژی ها، می تواند به صورت سیستم سنجش عملکرد راهبردی موسسات بکارگرفته شود. این مدل نه تنها ابزار ارزیابی استراتژی ها است، بلکه یک سیستم ارزیابی راهبردی شرکت نیز می باشد(بردی، ۱۹۹۳). برخی از محققان کارت امتیازی متوازن را یک چارچوب مدیریت عملکرد راهبردی منسجم می دانند، که سازمان ها را در ترجمه اهداف راهبردی به سنجه های عملکردی مرتبط با آنها یاری می دهد(برمسر و وایت^[۱۵]، ۲۰۰۰).
به طور خلاصه کارت امتیازی متوازن، ترکیبى از معیارهاى ارزیابى عملکرد است که شاخص هاى عملکرد جارى، گذشته و نیز آتى را شامل شده و معیارهاى غیرمالى را در کنار معیارهاى مالى قرار مى دهد و ضمن اینکه بینش و دید همه جانبه اى را به مدیران سازمان از آنچه در داخل و خارج سازمان در حال وقوع است ارائه مى کند، چارچوب اثبات شده اى است که استراتژى سازمان را تشریح و عملیاتى مى کند (کریلمن و ماخیجان^[۱۶]، ۲۰۰۵).

• منظر مالی

خواسته ها و انتظارات سهامداران از سازمان چیست؟ و چه اهداف، اقدامات و برنامه های اجرایی برای تحقق انتظارات ذینفعان لازم است؟ از آنجا که معیارهای مالی در خلاصه‌سازی تبعات اقتصادی و نتایج قابل اندازه‌گیری فعالیتهای گذشته شرکت خوب عمل می کنند، یکی از منظر های کارت امتیازی متوازن به همین موضوع اختصاص می یابد. شاخص های مالی، یکی از اجزاء مهم روش ارزیابی متوازن اند، این شاخص ها به ما می گویند چگونه اجرای استراتژی سازمان که جزئیات آن در شاخص های انتخابی در سایر منظرها آمده است، به نتایج مطلوب و مورد نظرمان در ارقام نهایی مالی منجر خواهد شد. بر اساس این دیدگاه و باتوجه به رقابت شدید موجود در محیط های کسب و کار، سازمان ها علاوه بر اعمال بهبود مستمر در خصوص محصولات و فرآیندهای حال حاضر خود، باید توانایی معرفی فرآیندهایی با قابلیت گسترده را داشته باشند. این دیدگاه همچنین به اهمیت تغییرات بنیانی در سازمان ها اشاره می کند. معیارهای عملکرد مالی نشان می دهند که آیا استراتژی سازمان و اجرای این استراتژی تاثیری بر روی سود و جریان ورودی نقدینگی سازمان داشته است یا خیر. اهداف مالی عموماً مربوط به سودآوری هستند که با معیارهائی نظیر سود عملیاتی، بازده سرمایه و اخیراً ارزش افزوده اقتصادی سنجیده می شوند. سایر اهداف مالی می توانند رشد سریع فروش یا ایجاد جریان نقدینگی باشد.

• منظر مشتری

خواسته ها و انتظارات مشتریان از سازمان چیست؟ و چه اهداف و برنامه های اجرایی برای تحقق انتظارات مشتریان لازم است؟ در عصر اقتصاد مبتنی بر دانش یکی از ماموریت های مشترک بسیاری از سازمان ها توجه خاص به مشتریان سازمان می باشد، از جمله استفاده محرکه های واقعی ارزش آفرینی به منظور ایجاد ارزش برای مشتریان. این که چگونه سازمان ها به این مهم دست یابند از تقدم خاصی در مسائل مدیریتی سازمان برخوردار است. برای انتخاب اهداف و معیارهای مربوط به جنبه مشتری، سازمان ها می بایست به دو سوال حیاتی پاسخ دهند: اول اینکه چه کسانی مشتری هدف ما هستند؟ و دوم اینکه ارزش های پیشنهادی ما برای آن ها چیست؟ براساس این دیدگاه مدیران باید بیانیه عمومی رسالت خود در خصوص مشتری را به شاخص های ویژه ای ترجمه کنند که واقعاً مربوط به مشتریان است. برای مثال شاخص میزان رضایت مشتریان و یا تعداد شکایات مطرح شده از سوی مشتریان. در قسمت منظر مشتری کارت امتیازی متوازن، آن گروه از مشتریان و بازار هدف که واحدهای کسب و کار در آن به رقابت خواهند پرداخت، توسط مدیریت شناسایی می شود و نیز معیارهای عملکرد واحد کسب و کار در این بازارها طراحی می شوند.
منظر مشتری نوعاً دربر گیرنده چندین معیار اصلی^[۱۷] یا عمومی می‌‌باشد. معیارهای عمومی در این منظر عبارتند از: رضایت مشتری، حفظ مشتری، جذب مشتریان جدید، افزایش سودآوری مشتری وسهم بازار یا سهم مشتری. اما معیارهای ویژه دیگری نیز در منظر مشتری وجود دارند که به اندازه گیری میزان ارزشی که شرکت به مشتریان خود در بازار هدف ارائه می‌‌دهد، می پردازند. محرک های ویژه‌ای که نتایج مشتریان اصلی را تحت تاثیر قرار می دهند بیانگر عواملی هستند که برای جذب و نگهداری مشتری از اهمیت اساسی برخوردارند. برای مثال ممکن است انجام سریع یک سفارش یا تحویل به موقع محصول یا خدمت از اهمیت برخوردار باشد. مدیران واحد تجاری از زاویه منظر مشتری می توانند استراتژی مبتنی بر بازار و مشتری را به دقت بررسی و از این طریق بازده مالی آینده شرکت را تحت تاثیر قرار دهند.
بسیاری از سازمان ها معتقدند که مشتریان خود را می شناسند و می دانند که برای آن ها چه محصولات و خدماتی عرضه می کنند. مایکل پورتر معتقد است، که عدم تمرکز بر بخش خاصی از مشتریان و ارزش های مورد نظر آنها موجب می شود تا سازمان ها نتوانند به مزیت رقابتی دست یابند. سازمان ها معمولا ازمیان مضامین استراتژیک زیر، مضمون مورد نظر خود را در جنبه مشتری انتخاب می کنند.

• برتری عملیاتی^[۱۸]: سازمان هایی که برتری عملیاتی را انتخاب می کنند، بر کاهش بهای تمام شده، ارتقاء کاربری محصول و سهولت استفاده از محصولات و خدمات خود متمرکز می‌شوند.

• رهبری محصول^[۱۹]: سازمان هایی که رهبری محصول را انتخاب می کنند، بر نوآوری مستمر و عرضه بهترین محصول یا خدمت در بازار تاکید می ورزند.

• صمیمیت مشتری^[۲۰]: در این استراتژی، ارضاء خواسته ها و نیازهای مشتریان و ارئه راه حل برای مسائل آن ها و حفظ رابطه بلند مدت برد- برد با مشتریان از اهداف اساسی سازمان است.

فارغ از انتخاب هر یک از مضامین استراتژیک فوق، معیارهای که در این جنبه توسط شرکت ها به طور وسیع مورد استفاده قرار می گیرند عبارتند از : رضایت مشتری، وفاداری مشتری، سهم بازار و جذب و نگهداری مشتری.

• منظر فرایند داخلی

برای دستیابی به خواسته ها و انتظارات مشتریان و به دنبال آن سهامداران چه فعالیت هایی می بایست صورت پذیرد؟ و فرآیندهای کلیدی برای انجام این فعالیت ها کدامند؟ براساس این دیدگاه سازمان ها باید مشخص کنند که در خصوص چه فرآیندها و شایستگی هایی سرآمد هستند، تا به ارزش آفرینی برای مشتریان و پیروی سهامداران خود ادامه دهند و شاخص های هر یک از آنان برای اندازه گیری به نحوی تعیین شود که بر اساس آن مدیریت قادر باشد به آسانی قضاوت کند که بین فرآیندهای داخلی و شایستگی ها و میزان و اهمیت عملیاتی که کارکنان برای تأمین اهداف کلی سازمان صورت می دهند ارتباط وجود دارد. در این منظر فرایندهای داخلی اساسی که لازم است سازمان در آن ها به تعالی برسد توسط تیم مدیریت شناسایی می شوند. این فرایندها کمک می کنند تا سازمان بتواند به اهداف زیر دست یابد :

• ارائه ارزشی که باعث جذب و حفظ مشتریان در بازارهای هدف می‌‌شود.

• تامین انتظارات سهامداران به لحاظ بازده مالی فوق العاده.

میسون در مورد تجزیه آماره تحقیق کرده است.]۲۵[
مونتگومری در کتابی جنبه های عملی کنترل کیفیت چند متغیره را بیان کرده است.]۲۶[
در منابع ]۲۷[،]۲۸[،]۲۹[،]۳۰[ پیرامون کنترل چند متغیره با مشاهدات منفرد بحث شده است.
فصل سوم
روش تحقیق
۳-۱ توزیع نرمال چند متغیره در کنترل کیفیت
در بیشتر بخش با فرض نرمال بودن داده‌های چند متغیره روش‌هایی را ارائه می‌د‌هیم که ما را قادر می‌سازد پارامترهای جمعیت را تخمین بزنیم، با بهره گرفتن از نمونه تصادفی ساده آزمون‌های فرضیه در مورد پارامترهای جمعیت چند متغیره بسازیم. آنالیز داده‌های چند متغیره در مقابل آنالیز جداگانه‌ی هر متغیر قرار می‌گیرد یک جنبه‌ی این تقابل ناشی از مشاهده‌ی همزمان چند عبارت احتمالی است، نظیر P آزمون فرضیه این موضوع مشکل مقایسات چند گانه را ایجاد می‌کند که نیازمند تعدیلات سطوح معنی^[۴] برای دستیابی یک سطح معنی کل است. جزء دوم این تقابل توضیح ساختار همبستگی درونی این p بعد (p متغیر) است که روی سطح مفهوم کلی تأثیر می‌گذارد.

( 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. )

با توصیف توزیع نرمال چند متغیره شروع کرده سپس توزیع تست های آماری مختلف را پوشش می‌دهیم. بعد مختصراً به رویه‌های نرمال سازی داده‌های غیر نرمال اشاره می‌کنیم این بخش یک خلاصه و یک تئوری پایه‌ای برای بقیه‌ی بخش ها است .
توزیع نرمال چند متغیره:
یک بردار p بعد از متغیرهای تصادفی به طوری که را یک توزیع نرمال چند متغیره^[۵] گویند اگر تابع چگالی آن به صورت زیر باشد.
که در آن بردار ارزش‌های انتظاری^[۶] است و داریم.
و ماتریس کوواریانس ^[۷] است که می‌توانیم تابع چگالی X را با نماد زیر نشان دهیم:
که در آن نشان دهنده‌ی توزیع نرمال چند متغیره با پارامترهای مکانی و پراکندگی است.
وقتی p=1 باشد بردار تک بعدی’ توزیع نرمال با میانگین و واریانس دارد یعنی
یا
وتی p=2 باشد یک توزیع نرمال دو متغیره با دو داده میانگین دو بعدی و ماتریس کوواریاسن است که و به ترتیب واریانس ، کوواریاسن بین آنها هستند.
اگر باشد به ρ همبستگی بین گویند.
اگر مستقل باشند (ρ=۰) توزیع دو متغیر‌ه‌‌ی بینشان حاصل ضرب دو توزیع نرمال تک متغیره است یعنی :
در حالت کلی توزیع نرمال دو متغیر به صورت زیر است:
می‌توان مجموعه‌ای از مقادیر که شامل نسبت خاصی از توزیع چند متغیر باشد را تعریف کرد طوری که مجموعه مقادیر یک ناحیه فرایند طبیعی^[۸] را تشکیل می‌هد.

نمودار ۲-۱ توزیع دو متغیره متغیرهای طول ۱و۲ ازمطالعه موردی]۲۴[
مقادیر درونی ناحیه طبیعی فرایند با این اصل مشخص می‌گردند که فاصله آنها از بردار میانگین از مقادیر بحرانی^[۹] تخطی نکند، قانون ۳ سگیمای کلاسیک در این متن معادل این است که آزمایش کنیم مشاهده درون ۹۹٫۷۳ درصد (۰٫۹۹۷۳=p ) مرکزی جمعیت مرجع^[۱۰] قرار می‌گیرد یا خیر ،در موارد تک متغیره مقادیر بحرانی فوق‌الذکر حدود طبیعی فرایند^[۱۱] می‌نامند (ASQC)
نمودارهای ۲-۱ و ۲-۲ توزیع نرمال دو متغیره‌ای را نشان می‌دهند که واریانس‌ها، میانگین‌ها و ضریب همبستگی^[۱۲] بر طبق مقادیر تجربی محاسبه شده از روی توزیع دو متغیر‌ه‌‌ی طول ۱و طول ۲ در ۳۰ مشاهده‌ی اول مطالعه موردی^[۱۳]بدست آمده‌اند. که در آن و نمودار ۲٫۱ یک نمایش سه بعدی از توزیع فوق است در حالی که نمودار ۲٫۲ خطوط کانتور^[۱۴]برای مقادیر مختلف f(length 1,length 2) را نشان می‌دهد.
وقتی پارامترهای فرایند ناشناخته هستند و از روی نمونه‌ تخمین زده می‌شوند (مثل اکثر موارد معمول)، نمی‌توان ناحیه‌ی طبیعی فرایند را که شامل نسبت بیان شده‌ی جمعیت باشد را با صراحت تعیین کنیم. چون اینک یک منبع اضافی عدم اطمینان^[۱۵] داریم. هر تعبیری در مورد نسبت جمعیت در ناحیه‌ی خاص فقط با یک سطح اطمینان^[۱۶] مشخص ساخته می‌شود. هر ترکیب از نسبت معین و سطح اطمینان معلوم یک ناحیه را تعریف می‌کند. ناحیه آماری تلرانس ^[۱۷] در اینجا به جای ناحیه‌ی طبیعی^[۱۸] فرایند بکار می‌رود. در حالت تک متغیره حدود طبیعی فرایند با حدود آماری تلرانس جایگزین می‌شوند. رویه‌ی نواحی تلرانس آماری در کنترل کیفیت چند متغیره در بخش هشتم تشریح می‌شوند.

نمودار۲-۲ :
خطوط کانتور تابع چگالی دو متغیره با پارامترهای طول ۱ و طول ۲از مطالعه موردی اول]۲۴[
شکل توزیع چند متغیره به بردار میانگین ماتریس کوواریانسبستگی دارد. وقتی یکی یا هر دو این پارامترها نامعلوم باشند (مثل موارد معمول) به صورت تجربی و از داده‌ها تخمین زده می‌شوند. اگر ،n بردارp بعدی مستقل مشاهدات از ، باشد؛ بردار میانگین مشاهده‌شده‌ی و ماتریس کوواریانس s بصورت زیر بدست می‌آیند:
که به ترتیب تخمین‌های نااریت هستند.
توجه داشته باشید تحت توزیع نرمال، بردار یک تخمین حداکثر درستنمایی (MLE) برای است در حالیکه MLE مربوط به ∑ عبارت است از
(l,l’) امین عنصر ماتریس S کوواریانس تخمینی بین متغیرهای است که است یعنی:
عناصر قطری S متناظر با واریانس‌های نمونه هستند، وقتی کوواریانس با انحراف معیاریهای مناسب استاندارد شود، مقدار تخمینی ،حاصل ضریب همبستگی بین دو متغیر را تخمین می‌زند.
اگر نمونه از k زیر گروه تشکیل شده باشد که اندازه‌ی هر کدام n باشد و اگر میانگین و ماتریس کوواریانس j امین زیر گروه به ترتیب باشد. آنگاه میانگین کل و ماتریس کوواریانس آمیخته^[۱۹] به صورت زیر تعریف می‌گردد.
محاسبات را با دو مجموعه داده‌های شبیه سازی شده تشریح می‌کنیم. اولین نمونه از یک توزیع دو متغیره با مشاهدات غیر گروهبندی تولید شده است.
مشاهدات در دومین گروه داده‌ها چهار متغیره دو به دو گروهبندی شده دارد، یعنی دو زیر گروه ((k=2. فایده‌ی استفاده از داده‌های شبیه سازی شده برای توضیح تئوری این است که توزیع اصلی و پارامترهایش معلوم هستند، بنابراین می‌توانیم عملکرد آزمون فرضیه آماری را در شرایط کنترل شده بررسی کنیم در اولین مجمموعه داده‌ها، پارامترهای ۵۰ مشاهده‌ی اول همانند مقادیر تجربی محاسبه شده برای پارامتر ۱ و پارامتر ۲ برای ۳۰ مشاهده‌ی اول مطالعه موردی اول هستند یعنی:
و و ماتریس کوواریانس جمعیت ∑۱۰۰۰۰ برابر است با :
۵۰ مشاهده‌ی اول یک نمونه پایه^[۲۰] تحت کنترل (با قابلیت فرایند^[۲۱] تحت کنترل) را نشان می‌هد میانگین نمونه برای آن مشاهدات عبارت است از:
و عناصر ماتریس s عبارتند از:
یعنی
یادآوری می کنیم در سراسر کتاب محاسبات می‌توانند توسط minitab با سایرنرم افزارهای آماری انجام گیرد.
با داده‌های ضریب ماتریس s ضریب همبستگی نمونه به صورت زیر بدست می‌آید
برای دومین مجموعه داده‌ها پارامترهای ۵۰ زیر گروه اول با مقادیر تجربی محاسبه شده برای ۴ قطر (یعنی قطر ۱-۴) در ۳۰ مشاهده‌ی اول مطالعه موردی اول تعیین می‌گردد یعنی:
و ماتریس کوواریانس ∑ ۱۰۰۰۰ برابر است با:
توزیع اصلی داده‌ها شبیه سازی شده نرمال چند متغیره با پارامتر های فوق است داده‌ها در ۵۰ زیر گروه به اندازه ۲ برای هر کدام دسته بندی شده‌اند بنابراین اولین گروه شامل مشاهدات زیر است:
و بردار میانگین اولین زیر گروه عبارت است از:
و ماتریس کوواریانس درونی زیر گروه (x10000) برابر است با:
و به همین ترتیب برای ۵۰ زیر گروه محاسبات انجام شده و نتایج زیر بدست آمده‌اند:
برنامه minicab به راحتی ماتریس محاسبه می کند.
جزئیات تئوی تخمین های به صورت گسترده مطالعه شده، و سعی شده است تحت معیارهای مختلف (کفایت^[۲۲]، انطباق^[۲۳]، تمامیت^[۲۴]) بهینه باشد.
جزئیات تئوری تخمین برای نمونه‌های نرمال تصادفی با قضایای زیر بیان می‌گردند ]۱۷[:
i)

• • • 1. 1. ضریب خوشه بندی محلی^[۱۱۲]

       

   

در سال های اخیر معیار ضریب خوشه بندی محلی چه در حوزه تئوری و چه در حوزه عملی در میان محققان بسیار مورد توجه بوده است. در حوزه شناسایی اجتماعات، با کمک این معیار می توان تعیین کرد که گره ها تا چه میزان تمایل به شرکت در یک اجتماع را دارند. به عبارت دیگر معیار ضریب خوشه بندی نشان می دهد که همسایگی یک گره تا چه میزان همبند بوده و به یک اجتماع شبیه است. این معیار توسط Ding و دیگران جهت شناسایی نفوذگران در شبکه استفاده شده و در این پژوهش تنها به عنوان مقایسه استفاده می شود. برای محاسبه این معیار از فرمول 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. )

در فرمول فوق نشان دهنده درجه گره مورد نظر و نشان دهنده لبه میان گره i و گره j می باشد. در قسمت صورت تعداد همسایه های گراف که با دیگر همسایه ها دارای ارتباط می باشند، نوشته می شود. در قسمت مخرج نیز تعداد ارتباطاتی که می تواند میان همسایه ها شکل بگیرد نوشته می شود. به عبارت دیگر این معیار تعیین می کند که محیط اطاف یک گره تا چه میزان همبند می باشد. هر چه محیط اطراف یک گره همبندتر باشد، آن گره قابل اطمینان تر است. زمانی که یک گره با اجتماعات متعدد در ارتباط است، دارای همسایگی با درجه همبندی پایین می باشد و دارای درجه اطمینان کمتری است.

• ضریب خوشه بندی وزن دار محلی^[۱۱۳]

تعمیم ضریب خوشه بندی محلی به گراف های وزن دار توسط Opsahl و Panzarasa انجام گرفته است[۳]. ما با بهره گرفتن از این معیار به شناسایی نفوذگران در شبکه پرداخته ایم. پس از تبدیل گراف دو سویه به یک سویه، لبه های میان هر دو گره بر مبنای تعداد مقصدهای مشترک آن ها وزن دهی می شود. در نهایت بر مبنای وزن ها میزان ضزیب خوشه بندی هر گره محاسبه می شود. برای محاسبه ضریب خوشه بندی وزن دار محلی از فرمول زیر استفاده می شود.
در فرمول بالا متغییر نشان دهنده وزن تخمین زده شده برای سه گره - i و j و k - مرتبط با هم می باشد. در قسمت صورت مجموع تخمین وزن همسایه های از گره مورد نظر که خود با هم در ارتباطند آورده می شود. در قسمت مخرج نیز مجموع تخمین وزن هر دو همسایه گره مورد نظر، فارغ از ارتباطشان با یکدیگر آورده می شود. این تخمین وزن بر اساس چهار معیار انجام می شود: