۷۵:۲۵

bc00/66

۱۰۰:۰

bc31/63

۵۰ % زیستی +۵۰ % شیمیایی

۰:۱۰۰

bc88/65

۲۵:۷۵

b01/68

۵۰:۵۰

b62/67

۷۵:۲۵

b00/68

۱۰۰:۰

bc05/66

بر اساس آزمون دانکن میانگینهایی که دارای حداقل یک حرف مشابه هستند، اختلاف معنیداری در سطح احتمال ۵ درصد با هم ندارند
۴-۴-۲ - الیاف نامحلول در شویندههای خنثی (NDF^[12])
نتایج حاصل از تجزیه واریانس نشان داد که NDF به طور بسیار معنیداری تحت تاثیر مکان کشت قرار گرفت (جدول ۴-۱۱)، به طوری که میزان NDF در بردسیر ۰۲/۲۸ درصد کمتر از کرمان بود (نمودار ۴-۲۲).
نمودار ۴-۲۲: الیاف حاصل از شوینده خنثی تحت تاثیر مکان کاشت
مشخص گردید که تأثیر نسبتهای کشت مخلوط بر NDFبسیار معنی دار شد (جدول ۴-۱۱)، به طوریکه کمترین میزان NDF در کشت خالص خلر (۰۵/۳۳) بدست آمد و تفاوت معنیداری با مخلوط ۲۵:۷۵ خلر و ذرت نداشت. در مقابل بیشترین میزان NDF در کشت خالص ذرت (۶۱/۴۲) حاصل شد (نمودار ۴-۲۳). بنابراین می توان گفت که کشت مخلوط در مقایسه با کشت خالص ذرت، از طریق کاهش NDF، کیفیت علوفه را بهبود بخشید. در واقع NDF بالا، سبب کاهش خوردن علوفه توسط حیوان به دلیل غیر قابل هضم بودن آن میشود (Kevin et al., ۲۰۰۸). کریستنسن (۱۹۹۲) با مطالعه روی کشت مخلوط جو و لوبیا معمولی گزارش کرد که کیفیت علوفه در کشت مخلوط بهتر از کشت خالص جو بود و دلیل آن را کاهش میزان NDF در کشتهای مخلوط نسبت به کشت خالص جو بیان کرد. Hail et al (۲۰۰۹) در کشت مخلوط جو و لگومهای یکساله نتیجه گرفتند که کمترین میزان NDF مربوط به کشت خالص نخود بود. این تفاوت در میزان NDF در بین گروه های مختلف گیاهی توسط Ross et al (۲۰۰۵)، Lauriault and Kirksey (2004) و Lithourgidis et al (۲۰۰۶) گزارش شده است.

نمودار ۴-۲۳: الیاف حاصل از شوینده خنثی تحت تاثیر نسبتهای مختلف کشت
نتایج تجزیه واریانس حاکی از تأثیر کود فسفری بر میزان NDF، از لحاظ آماری معنیدار بود (جدول ۴-۱۱)، به طوری که کاربرد کودهای فسفری، میزان NDF علوفه را کاهش دادند و بیشترین تاثیر به کاربرد توام کود فسفر زیستی و شیمیایی تعلق داشت. به طوری که این ترکیب کودی با کاهش ۱۱/۱۲ درصدی NDF در مقایسه با شاهد، سبب بهبود کیفیت علوفه گردید (نمودار ۴-۲۴). Sharma (2002) نیز در تحقیق خود افزایش کیفیت علوفه را به دلیل کاهش میزان NDF، در نتیجه کاربرد کود زیستی فسفر گزارش داد.
نمودار ۴-۲۴: الیاف حاصل از شوینده خنثی تحت تاثیر تیمارهای کود فسفری
۴-۴-۳- الیاف نامحلول در شوینده اسیدی (ADF^[13])
با توجه به نتایج تجزیه واریانس، ADF به طور معنیداری در سطح ۱ درصد تحت تاثیر مکان قرار گرفت (جدول ۴-۱۱). میزان ADF در کرمان ۰۵/۳۵ درصد بیشتر از بردسیر بود (نمودار ۴-۲۵). از آنجا که میزان ADF به طور معمول در غلات بیشتر از لگومها میباشد (Boxton, 1996)، بنابراین با توجه به رشد مطلوبتر و بیشتر ذرت در کرمان در مقایسه با بردسیر، احتمالا به دلیل مناسب تر بودن شرایط آب و هوایی کرمان در مقایسه با بردسیر برای رشد ذرت، انتظار میرفت که میزان ADF در کرمان بیشتر از بردسیر باشد.
نمودار ۴-۲۵: الیاف حاصل از شوینده اسیدی تحت تاثیر مکان کاشت
ADF به طور بسیار معنیداری تحت تاثیر نسبتهای کشت قرار گرفت (جدول ۴-۱۱) و در بین نسبتهای مختلف کشت کمترین میزان ADF، در کشت خالص خلر (۳۹/۱۸) و بیشترین آن در کشت خالص ذرت (۸۱/۲۸) مشاهده شد. در بین نسبتهای مختلف مخلوط افزایش سهم خلر و کاهش سهم ذرت، سبب بهبود کیفیت علوفه از طریق کاهش میزان ADF گردید (نمودار ۴-۲۶).
در همین راستا Hail et al (۲۰۰۹) در بررسی کشت مخلوط جو با لگومهای یکساله نتیجه گرفتند که حداقل میزان ADF در کشت خالص نخود بدست آمد و کشت خالص جو بالاترین میزان ADF را بین تمام الگوهای کاشت به خود اختصاص داد. Ross et al (۲۰۰۴) نیز بیان نمودند، میزان ADF در کشتهای مخلوط کمتر از کشت خالص گراسها میباشد. الیاف نامحلول در شوینده اسیدی در واقع شامل لیگنین خام، سلولز و همچنین کلسیم میباشد. ADF با قابلیت هضم علوفه رابطه منفی دارد و از این عامل برای پیشبینی انرژی قابل هضم علوفه استفاده میگردد .پایین بودن ADF باعث افزایش قابلیت هضم علوفه و افزایش تغذیه دام میگردد (Ghanbari and Lee, 2003).
نمودار ۴-۲۶: الیاف حاصل از شوینده اسیدی تحت تاثیر نسبتهای مختلف کشت
کود فسفری در سطح یک درصد تاثیر بسیار معنی داری بر الیاف حاصل از شوینده اسیدی داشت (جدول ۴-۱۱)، به طوری که کاربرد سطوح مختلف کود فسفری تاثیر مثبتی در رابطه با افزایش کیفیت علوفه بهمراه داشت و بیشترین تاثیر مربوط به تیمار ۵۰ درصد کود فسفر زیستی و ۵۰ درصد کود فسفر شیمیایی بود. استفاده از ترکیب کود فسفری، میزان ADF را ۱۲ درصد در مقایسه با شاهد کاهش داد (نمودار ۴-۲۷). Sharma (2002) نیز در تحقیق خود گزارش داد که در نتیجه کاربرد کود زیستی فسفر میزان فیبرهای شوینده اسیدی کاهش پیدا می کند.
نمودار ۴-۲۷: الیاف حاصل از شوینده اسیدی تحت تاثیر تیمارهای کود فسفری.
۴-۴-۴ -کربوهیدراتهای محلول در آب (^[۱۴]WSC)
نتایج حاصل نشان داد که WSC به طور معنیداری در سطح ۱ درصد تحت تاثیر نسبتهای کشت قرار گرفت (جدول ۴-۱۳). اجرای کشت مخلوط ذرت و خلر، سبب کاهش WSC در مقایسه با کشت خالص ذرت گردید و از این نظر تفاوت معنیداری بین نسبتهای مختلف مخلوط ذرت و خلر وجود نداشت (نمودار ۴-۲۸). در این رابطه نتایجی مشابه توسط سایر محققین گزارش شده است (Armstrong et al., ۲۰۰۸).
هیدراتهای کربن محلول در آب یکی از مهمترین اجزاء تعیین کننده کیفیت علوفه است که وظیفه آن تامین انرژی برای میکروارگانیسمهای شکمبه دام و حفظ سلامت دستگاه گوارشی دام میباشد. قندها، نشاستهها، اسیدهای آلی و سایر کربوهیدراتهای ذخیرهای نظیر فروکتان را بخش کربوهیدراتهای غیر ساختمانی را تشکیل داده است. کربوهیدراتهای محلول در آب بخش عمدهای از کربوهیدراتهای غیر ساختمانی را تشکیل داده و از نظر تغذیه دام حائز اهمیت میباشند (Kevin et al., ۲۰۰۸).
جدول۴-۱۳ : مقادیر میانگین مربعات در تجزیه مرکب داده ها برای کربوهیدراتهای کربن محلول در آب، پروتئین خام و خاکستر تحت تاثیر مکان، نسبتهای کاشت و کود فسفری

که  ،  و  به ترتیب تصحیح کوانتومی مرتبه‌ی اول شعاعی، چرخشی و کوریولیس را نشان می‎دهند.
ضریب دوم ویریال  با بهره گرفتن از یک سطح انرژی پتانسیل جدید نیز توسط وانگ در سال ۲۰۰۳ محاسبه شده است [۴۷]. پتانسیل به کاربرده‌شده در این محاسبات توسط هاجس^[۸۴] در سال ۲۰۰۱ با بهره گرفتن از نظریه‌ی اختلال به‌صورت رابطه‌ی زیر اندازه‎گیری شده است.

انرژی‎های پراکندگی و القایی با بهره گرفتن از تقریب فاز تصادفی^[۸۵] و پتانسیل‎های نفوذ^[۸۶] و مبادله در سطح  و  محاسبه شده‎اند. ضریب دوم ویریال در دامنه‌ی دمایی ۲۳۸ تا ۴۲۳ کلوین با درنظرگرفتن اثرات کوانتومی محاسبه شده‎اند.
رابطه‌ی استفاده‌شده به‌صورت زیر است:

که به ترتیب از سمت چپ شامل عبارت کلاسیکی، شعاعی، کوریولیس و چرخشی است.
مقادیر محاسبه‌شده با دو مجموعه از داده‎های تجربی مقایسه گردیده است. دیده شده است که مقادیر محاسبه‌شده با مقادیر الیاس^[۸۷] [۴۸] سازگاری دارند ولی از مقادیر تجربی گلوکا^[۸۸] [۴۹] خیلی بزرگتر هستند. بررسی‎ نتایج نشان داده است که نیروهای دافعه‎ای برد کوتاه به خوبی اندازه‎گیری شده‎اند در حالی که ناحیه‌ی کم ‎عمق پتانسیل شامل هردو بخش همسانگرد و ناهمسانگرد نیاز به بهبود دارد.
محاسبات نظری با کیفیت بالا برای محاسبه‌ی ضریب دوم ویریال مولکول آب در دماهای پایین توسط فررو^[۸۹] و همکارانش در سال ۲۰۰۵ انجام شده است [۵۰]. این محاسبات شامل محاسبه‌ی ضریب دوم ویریال آب با بهره گرفتن از تقریب نیمه‎کلاسیکی است که نتایج محاسبه با نتایج تصحیح کوانتومی مرتبه‌ی اول مقایسه شده است.

ضریب دوم ویریال با بهره گرفتن از تقریب نیمه‎کلاسیکی رابطه‌ی (۲-۱۷) محاسبه شده است:

در این رابطه  پتانسیل مؤثر را نشان می‎دهد و به‌صورت رابطه‌ی (۲-۱۸) می‌باشد:

که  و  موقعیت مرکز جرم هر مولکول آب،  و  مجموعه‌ای از زوایای اویلری  تعیین‌کننده‌ی جهت هر مولکول و  اختلاف بین مرکز جرم هر مولکول آب را نشان می‌دهد.
محاسبات قسمت زاویه‎ای روابط بالا با بهره گرفتن از انتگرال‎گیری عددی مونت‎کارلو^[۹۰] انجام شده است. بررسی‎ها نشان داده‎اند که محاسبات ضریب دوم ویریال با روش تصحیح کوانتومی مرتبه‌ی اول توافق نسبی خوبی با نتایج تجربی برای دماهای بالای  ۳۵۰ داشته ولی در دماهای پایین‎تر به‌علت نیاز به در‌نظرگرفتن تصحیحات مراتب بالاتر، نتایج همخوانی خوبی نشان نداده است. بنابراین در دماهای پایین استفاده از تقریب نیمه‎کلاسیکی که توافق خیلی بهتری با محاسبات تجربی دارد، پیشنهاد شده است. به‌‎طور کلی نتایج روش تقریب نیمه‎کلاسیکی در دماهای متوسط و پایین با نتایج تجربی، همخوانی خوبی داشته است و می‎تواند به‌جای روش تصحیح کوانتومی مرتبه‌ی اول در یک زمان محاسباتی مشابه به‌کاربرده شود.
با بهره گرفتن از زبان فرترن^[۹۱] ۹۰ برنامه‎ای برای محاسبه‌ی ضریب دوم ویریال مولکول‎های دو اتمی توسط راتانابنگون^[۹۲] نوشته شده است [۵۱]. این برنامه برای مولکول‌های فلوئور، اتان، نیتروژن، اکسیژن و کلر اجرا شده است. در این برنامه از مدل پتانسیل لنارد- جونز (۶-۱۲) برای توصیف برهم‌کنش‎های مولکول‌های نام برده‌شده، استفاده شده است.

Murata, H., Morita, T. (2006). Japanese Task Force: The first step of a nationwide project. Palliat support care ,4, 279-285.
Oliva, J., Roa, C. & Dellion, J. (2003). indirect costs in Ambulatory patient whit- HIv/AIDS in spain:Apilot study Pharmacoeconomics.21(15),1113-112
Ottens, A. J., Hanna, F. J,. (1998). Cognitive and existential therapies: Toward an integration. Psychotherapy,3,312-324.
Randy A. Sansone. (2010) Demoralization in patients with medical illness. Psychiatry. 7-42p8(7)
Sansone, R. A., Sansone, L.A. (2010). Demoralization in patient with medical illness Psychiatry(Edgemont). 7.42-45
Schreiber, R., Bruce, A., Boston, P. (2011). Existential suffering in the palliative care setting: An integrated literature review, Journal of Pain and symptom Management, 3,604-618
Scoili, A., MacNei, S., Partridge., Tinker,E. & Hawkin.E. (2012). Hope.hiv and health:Aprospective study AIDS.24,2,149-156.
Stevens, J,. (1992). Predictors of existential openness. Journal of Research in Personality ,۲۶,۳۲-۴۳٫
Strang, P. (1997). Existential consequences of unrelieved cancer pain. Palliat Med ,۱۱ ,۲۹۹-۳۰۵٫
Surjeet sahoo(2009). Psychiatry,Mohapatra, Demoralization Syndrome—a conceptualization. Orissa Journasl ,Sahoo. 16. 18-20
U.S National Center for Health Statistics.Medicine Net.com.(2011).Web page. www.//.Medterms.com/Script/main/art.asp.article key:2731
Vehling, S., Lehmann, C., Oechsle, K., Bokemeyer, C., Krull, A., Koch, U., Mehnert, A. (2012). Is advanced cancer associated with demoralization and lower global meaning. The role of tumor stage and physical problems in explaining existential distress in cancer patients. Psycho-Oncology, 21, 54-63.
Westman, B., Bergenmar, M., Andersson, L. (2006). Life , illness and death-existential reflections of a Swedish sample of patients who have undergone curative treatment for breast cancer. European Journal of Oncology Nursing,10, 169-176.
Wong, P.T.P., Wong, L.C.J. ( 2013 ). Communucation with other: Existential crisis triggers a marital crisis.http://www.drlilianwong.com.
World Health Organization (2007). Guindance on Provider-Initiated HIV Testing & Counselling in Health Facilities. Geneva: WHO Publications;
پیوست
“به نام خداوندی که شفای همه دردها از اوست”
فرم رضایتنامه زنان مبتلا به HIV برای شرکت در جلسات مداخلهای رویکرد شناختدرمانی هستینگر

بدین وسیله اینجانب خانم…………………………………که به دلیل ابتلا به بیماری HIV تحت درمانهای پزشکی میباشم، موافقت خود را برای شرکت در جلسات درمان فردی که از فروردین ماه ۱۳۹۳در مرکز سبزه پرور کرج برگزار خواهد شد، اعلام مینمایم. براساس اطلاعاتی که توسط درمانگر این جلسات در نشست توجیهی روز اول ارائه شده است، اطلاع دارم که این جلسات درمانی، به صورت یک جلسه در هفته و در مجموع ۱۰ جلسه ۹۰ دقیقهای برنامه ریزی شده و برگزار خواهد شد. در طی این جلسات به زنان مبتلا به HIV کمک خواهد شد تا بتوانند ضمن آشنایی بیشتر با جنبه های مختلف زندگی فردی، با افکار، احساسات، اضطرابها و نحوهی مقابله‌ی خود با شرایط خاص زندگی‌شان در راستای هر چه توانمندشدن برای کاهش تحریفات شناختی و نشانگان افت روحیه خود گام بردارند. شایان ذکر است جلسات درمانی به صورت رایگان میباشد.
تاریخ و امضاء داوطلب شرکت در جلسات درمانی
شیوه نامه(پروتکل)شناخت درمانی هستی نگر:
طرح درمان ذیل متشکل از ۱۰ جلسه درمانی، در قالب ٣ مرحلهی : آغازین (یک جلسه مقدماتی قبل از شروع درمان و ٢جلسه درمان)، میانی (۶ جلسه درمان)، و پایانی (٢ جلسه درمان) و دو جلسه پیگیری میباشد.
(نکته: قبل از توضیح جلسات لازم به ذکر است که ترتیب تمامی مراحلی که در این طرح گنجانده شده است تقریبی میباشد).
“مرحله آغازین”
اهداف این مرحله شامل ایجاد فضایی امن، برای به وجود آمدن احساس امنیت در مراجع، ایجاد ارتباط درمانی،زمینهسازی برای برونریزی افکار، احساسات و عقاید مراجع به منظور استخراج باورهای غلط و ناکارآمد و نیز تحریف و خطاهای شناختی و سپس چالش با آن‌ها، میباشد که در قالب ٣ جلسه آورده شده است.
جلسه مقدماتی:
آشنایی زنان مجرد مبتلا به HIV مثبت با اهداف کلی جلسات درمانی
توضیح خطوط کلی جلسات اعم از مسئولیت پذیری در قبال فرایند درمان، لزوم رعایت اصل رازداری، رعایت زمانبندی جلسات، لزوم رعایت احترام در هنگام گفتگو، سعی در خودافشایی از طریق ابراز افکار و احساسات ، توافق در مورد مکان و زمان برگزاری جلسات
اجرای اندازه گیری خط پایه( نکته: خط پایه در ابتدای جلسه اجرا میشود تا تأثیر مداخله به حداقل خود برسد).
جلسه اول:
درخواست از مراجع برای بیان داستان خود در مورد نحوه ابتلا به بیماری HIV مثبت و به دنبال آن واکنشهای احساسی و رفتاری نسبت به بیماری
کمک در ایجاد فضای درمانی امن و پویا در جلسه
کمک به خود ابرازگری و خود آشکارسازی مراجع
کمک به حضور فرد در اینجا و اکنون (Here and Now)
بررسی برش طولی رفتار، احساس و فکر مراجع در حین بیان نحوه ابتلا به بیماری HIV مثبت
سعی در برقراری ارتباط درمانی و اعتمادسازی جهت کمک به خودافشایی بیشتر
جلسه دوم:
ایجاد فضائی برای بودن مراجع به منظور تجربه‌ی خود
تسهیل اظهار عقاید و باورهای مراجع در مورد بیماری و ابتلا به آن و ارزیابی علت آن
شناخت تحریفات و خطاهای شناختی مراجع (مثلا در مورد نسبت دادن علت بیماری به گناهان گذشته‌ی خود (تقاص از طرف خدا)
استخراج خطاهای شناختی موجود و در نهایت چالش با آن‌ها
بروز مقاومت های احتمالی و شروع کار برای کاهش و رفع آن‌ها
“مرحله میانی”
اهداف این مرحله شامل آماده سازی به منظور ورود به مداخله‌ی درمانی و اجرای مداخله میباشد. در این مرحله ضمن کار بر روی مقاومت های در حال بروز، به اضطرابهای هستی مدار از قبیل پیشبینی ناپذیری و غیرقابل کنترل بودن امور، مرگ و بی معنایی و در نهایت پذیرش رنج در حوزه‌ی نیازهای معنوی برگرفته از این اضطراب ها وشناخت خطاهای شناختی و چالش با آن‌ها پرداخته خواهد شد. در ادامه رئوس مطالب در قالب ۶ جلسه آورده شده است.
جلسه سوم:
توجه تدریجی به اضطرابهای وجودی برونریزی شده توسط مراجع در حین خود افشاسازی
تسهیل ادامه فرایند خود افشاسازی و مواجهه مراجع با مفاهیم اضطرابهای وجودی
پرداختن به مفهوم پیشبینی ناپذیری دنیا و عدم قطعیت هستی

۱۳۴/۰

۰۳۸/۰

۱۸۲/۰

۵۶/۳

۰۰۱/۰

۹۷۷/۰

۰۲۴/۱

مسؤولیت­پذیری اخلاقی

۰۹۸/۰

۰۳۸/۰

۱۳۳/۰

۵۶/۲

۰۱۱/۰

۹۳۹/۰

۰۶۵/۱

* در سطح ۰۵/۰ معنادار است. ** در سطح ۰۱/۰ معنادار است.
اطلاعات به دست آمده ازجداول(۱۰-۴) نشان می دهد که Fمشاهده شده در سطح ۰۱/۰ معنادار بوده، بنابراین معادله رگرسیون قابل تعمیم به کل جامعه آماری بوده است. همچنین مقدار آزمون دوربین واتسون (در بازه ۵/۱ تا ۵/۲) بدست آمد که استقلال خطاها را نشان می دهد و براساس شاخص‌های هم خطی بودن؛ بین متغیرهای پیش بین هم­خطی وجود نداشته و نتایج حاصل از مدل رگرسیون قابل اتکا است. و شرط نرمال بودن متغیرها نیز برقرار است (مراجعه به جدول(۶-۴). بنابراین مفروضه های استفاده از آزمون رگرسیون برقرار است. به منظور بررسی تأثیر مؤلفه‌های مسؤولیت پذیری اجتماعی سازمانی بر کار تیمی در محیط کار دانشگاه علوم پزشکی همدان از دیدگاه اعضای هیأت علمی، اقدام به آنالیز رگرسیون چندمتغیره از نوع گام به گام گردید. در ابتدا کار تیمی به عنوان متغیر ملاک و مؤلفه‌های مسؤولیت پذیری اجتماعی سازمانی (مسؤولیت پذیری اقتصادی، مسؤولیت پذیری اخلاقی، مسؤولیت پذیری قانونی و مسؤولیت پذیری اجتماعی) به عنوان متغیرهای پیش­بین در نظر گرفته شد. نتایج آزمون رگرسیون گام­به­گام، نشان داد در گام اول مسؤولیت پذیری قانونی بیشترین تأثیر را در رگرسیون چندمتغیره داشته و وارد مدل گردید و سپس به ترتیب مؤلفه‌های مسؤولیت پذیری اجتماعی و مسؤولیت پذیری اخلاقی وارد مدل گردید. و مشخص شد مؤلفه­ مسؤولیت­پذیری اقتصادی تأثیر چندانی بر مدل رگرسیون نداشته و از مدل حذف شد. بنابراین نتایج جدول(۱۰-۴) بیانگر آن است که در گام نخست ۴۸/۰ از تغییرات کار تیمی توسط مؤلفه مسؤولیت پذیری قانونی، در گام دوم ۵۱/۰ از تغییرات کار تیمی توسط مؤلفه‌های مسؤولیت پذیری قانونی و مسؤولیت پذیری اجتماعی و در گام سوم ۵۳/۰ درصد از تغییرات کار تیمی توسط مؤلفه‌های مسؤولیت پذیری قانونی، مسؤولیت­پذیری اخلاقی و مسؤولیت­پذیری اجتماعی تبیین می­گردد. همچنین در گام نخست سهم مؤلفه مسؤولیت­پذیری قانونی در پیش ­بینی کار تیمی ۰۳/۶۴ صدم، در گام دوم سهم مؤلفه­ های مسؤولیت­پذیری قانونی و مسؤولیت پذیری اجتماعی ۰۲/۱۸صدم و در گام سوم سهم مؤلفه­ های مسؤولیت­پذیری قانونی، مسؤولیت­پذیری اجتماعی و مسؤولیت­پذیری اخلاقی ۰۳/۱۳ صدم می­باشد. نتایج نهایی آنالیز رگرسیون گام به گام، به همراه ضرایب متغیرهای مؤثر در مدل، در زیر آمده است. مدل نهایی عبارت است از:

((مسؤولیت پذیری اجتماعی) ۰۲/۱۸+ ( مسؤولیت پذیری قانونی) ۰۳/۶۴ + (مسؤولیت پذیری اخلاقی) ۰۳/۱۳+ (مقدار ثابت) ۲۱/۱
سؤال۵) کدام یک از مولفه­های مسؤولیت پذیری اجتماعی سازمانی، پیش بینی کننده بهتری برای توسعه حرفه ای اعضای هیأت علمی در محیط کار دانشگاه علوم پزشکی همدان، از دیدگاه اعضای هیأت علمی می باشد؟
جدول( ۱۱-۴) نتایج تحلیل رگرسیون گام به گام تاثیر مؤلفه‌های مسؤولیت­پذیری اجتماعی سازمان بر توسعه
حرفه­ای اعضای هیأت علمی در دانشگاه علوم پزشکی همدان از دیدگاه اعضاء هیأت علمی:

مدل

ضریب همبستگی ®

ضریب تعیینR²

ضریب تعیین اصلاح شدهR²

دوربین واتسون

F

سطح معناداری

مسؤولیت پذیری قانونی

۳۱۰/۰

۰۹۶/۰

۰۹۱/۰

۸۱/۱۹

۰۰۱/۰

i= 1,2,…,m
مدل۵ – مدل پوششی یا ثانویه CCR اصلاح شده ورودی محور
در مدل فوق مازاد متغیر کمکی کمبود در میزان ستاده تولید برای ستاده مشخص شدهr را نشان می دهد و متغیر کمکی دیگری است که ورودی i استفاده شده از آن را بیان می دارد. سایر متغیر ها نیز مشابه مدل قبل تعریف می شود.

یک واحد تصمیم گیرنده در مدل فوق وقتی کاراست که :
اولاً= ۱ و ثانیاً باشد (مهرگان،۱۳۸۷) .
۲-۷-۴ مدل نسبت CCR خروجی محور
بر اساس آنچه در خصوص تفاوت مدل های ورودی محور و خروجی محور گفته شد، می توان مدل شماره ۱ را به شرح زیر به صورت یک مدل خروجی محور نوشت (Charnes,Cooper,Rhodes,1978) :
Min f₀ =
S.t. ≥ ۱ j=1,2,…,n , u_r,v_i≥۰
مدل۶- مدل نسبت CCR خروجی محور
f₀ واحد تحت بررسی و کلیه متغیر ها مشابه مدل شماره ۱ تعریف می شود.
۲-۷-۵ مدل اولیه ( مضربی ) CCR خروجی محور
مدل شماره ۲ را با فرض خروجی محور می توان به صورت زیر نوشت (Charnes,Cooper,Rhodes,1978) :
Min g₀ =
S.t.
u_r,v_i≥۰ , j=1,2,…,n
مدل ۷- مدل مضربی CCR خروجی محور
g₀ واحد تحت بررسی و کلیه متغیر ها مشابه مدل شماره ۱ تعریف می شود
برای پرهیز از صفر شدن متغیرهای تصمیم و جلوگیری از حذف تاثیر واحدی از واحدهای تصمیم گیری در مقدار کارایی، مدل فوق به شرح زیر اصلاح می شود:
Min g₀ =
S.t
u_r,v_i≥ϵ , j=1,2,…,n
ϵ مقدار کوچک بزرگتر از صفر است.
مدل ۸- مدل مضربی CCR اصلاح شده خروجی محور
۲-۷-۶ مدل ثانویه ( پوششی ) CCR خروجی محور
مدل شماره ۷ را می توان با فرض خروجی محور و اینکه متغیر متناظر با محدودیت اول با Ѳ و متغیر های متناظر با سایر محدودیت ها با نشان داده شود، به صورت زیر تغییر داد (Charnes,Cooper,Rhodes,1978) :
Max y₀ = Ѳ
s.t: r=1,2,…,s
i= 1,2,…,m
مدل ۹- مدل پوششی CCR خروجی محور
برای پرهیز از صفر شدن متغیرهای تصمیم و جلوگیری از حذف تاثیر واحدی از واحدهای تصمیم گیری در مقدار کارایی، مدل فوق به شرح زیر اصلاح می شود:
Max y₀ = Ѳ - ϵ (
s.t: r=1,2,…,s
i= 1,2,…,m
مدل ۱۰- مدل پوششی CCR اصلاح شده خروجی محور
در مدل شماره ۹ و ۱۰ نیز y₀ به عنوان واحد تحت بررسی، مازاد متغیر کمکی کمبود در میزان ستاده تولید برای ستاده مشخص شدهr و متغیر کمکی دیگری است که ورودی i استفاده شده از آن را بیان می دارد. سایر متغیر ها نیز مشابه مدل قبل تعریف می شود.
۲-۷-۷ مدل نسبت BCC ورودی محور
یکی از مشکلات روش CCR فرض بازده به مقیاس ثابت است. همانطور که در بخش ۲-۶-۲ گفته شد، منظور از بازده به مقیاس ثابت این است که خروجی­های یک واحد تولیدی متناسب با ورودی­ ها تغییر کند. به عبارت دیگر، برابر شدن تمام ورودی­ ها به برابر شدن خروجی بیانجامد. این فرض در برخی شرایط قابل قبول است اما گاهی هم باید بازده به مقیاس را متغیر در نظر گرفت. یعنی با برابر شدن تمام ورودی­ ها، خروجی کمتر یا بیشتر از برابر گردد. مدل BCC (Banker,1984) برای رفع این مشکل ارائه شده است. در این مدل، مرز کارا توسعه یافته و اگر واحدی در مدل BCC روی مرز کارا باشد، لزوما در مدل CCR کارا نیست. اما اگر واحدی در مدل CCR کارا باشد، آنگاه حتما از نظر BCC نیز کارا خواهد بود.
بنکر^[۴۷]، چارنز و کوپر این مدل را که از حروف اول نامشان تشکیل شده با فرض بازده به مقیاس متغیر به صورت زیر ارائه کردند:
Max Z₀ =
Subject to:
≤ ۱ j=1,2,…,n , u_r,v_i≥۰
u₀ free in sign
مدل۱۱- مدل نسبت BCC ورودی محور
در مدل فوق کلیه متغیر ها مثل مدل شماره ۲ تعریف می شود. در این مدل اگر:
u₀ < 0 باشد↔ نوع بازده به مقیاس، افزایشی است.
u₀ = ۰ باشد↔ نوع بازده به مقیاس، ثابت است.