۵ – تامین مالی ترانزیت از راه های خاص- این طریق از تامین مالی ترانزیت، ازمنابع مختلفی می تواند سرچشمه بگیرد.این روش یکی از غیر معمولترین روش های تامین مالی ترانزیت بوده و نمی تواند به طور وسیعی برای حمایت و پشتیبانی از عملکرد های ترانزیت مورد استفاده قرار بگیرد. معمولا برای اخذ این وجوه، وجود قوانین مصوب مجلس، لازم و ضروری می باشد.

( 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. )

■ کرایه های وسایل حمل ونقل عمومی
کرایه های وسایل حمل ونقل یک منبع مهم برای درآمد دفاتر حمل ونقل می باشد.مقدار درآمد حاصل از دریافت کرایه ها به سیاستهای مالی سیستم از قبیل حداکثرنمودن تعداد مسافران و یا حداکثر نمودن درآمد دفاترحمل ونقل بستگی داشته و بادر نظر گرفتن این مسایل قابل محاسبه می باشد.
کشش کرایه وسایل حمل ونقل عمومی متغییر بوده و به هدف سفرها، سطح درآمدها و سطح سرویس موجود برای سیستم حمل ونقل عمومی بستگی دارد. بسیاری از مطالعات انجام گرفته در ایالات متحده امریکا و سایر کشورها نشان داده اند که تقاضا برای حمل ونقل وقتی که کرایه های حمل ونقل عمومی مقدار کمی تغییر کنند، با عکس کشش کرایه ها متناسب می باشند.کشش کرایه، درصد تغییرات در تقاضای سفر با وسایل حمل ونقل عمومی را که توسط درصد تغییرات در سطوح کرایه ها تعیین می گردد، نشان می دهد.
ساختمان سیستم دریافت کرایه را می توان به دو گروه اصلی تقسیم نمود. یکی از این دو گروه به مسافت بستگی داشته و دیگری از طول سفر مستقل می باشد. استفاده از طول سفر به عنوان یک ملاک و معیار، موجب می گردد و سیستم ساختمانی ممکن به صورت اخذ کرایه به صورت منطقه ای و دریافت کرایه به صورت درجه بندی شده (چیزی مانند تاکسیمتر)به وجود آیند.
در سیستم اخذ کرایه به صورت منطقه ای، براساس تعداد مناطق عبوری توسط مسافران به وسیله ترانزیت، ازآنان کرایه دریافت می گردد.در سیستم اخذ کرایه به صورت درجه بندی شده، خطوط عبور و مرور ترانزیت به بخش های تقسیم می شوند و محاسبه مقدارکرایه بر اساس تعداد بخش های طی شده توسط مسافران صورت می گیرد. معمولا اندازه بخش های سیستم درجه بندی شده از اندازه مناطق در سیستم منطقه ای کوچکتر می باشد.ساختار سیستم کرایه بخشی یا درجه بندی شده بسیار بیشتر از سیستم کرایه منطقه ای به مسافت سفر وابستگی دارد.ولی از سوی دیگر، سیستم اخذ کرایه بخشی نسبت به سیستم منطقه ای درمورد محاسبه و جمع آوری و کنترل کرایه ها دارای پیچیدگی می باشد.
روش دیگری که برای اخذکرایه وسایل حمل ونقل عمومی وجود دارد، اخذ کرایه به صورت یکنواخت و یکسان و یا عدم اخذ کرایه به صورت یکسان برای همه مسافران می باشد. در سیستم اخذ کرایه به صورت یکسان برای همه سفرهای دارای طول سفرهای مختلف، کرایه های یکسان دریافت می گرد. نمونه این سیستم اخذ کرایه درخطوط حمل ونقل عمومی در شهرهای مختلف ایران می باشد. در یک سیستم فاقد اخذکرایه به طوریکسان برای همه مسافران، هیچ کرایه ای به صورت مستقیم برای سفر با وسایل عمومی از مسافران دریافت نمی گردد. ولی بودجه لازم برای ارائه سرویس های حمل ونقل عمومی از دیگر منابع ممکن ( از قبیل مالیات ها که قبلا تشریح گردید)تامین می گردد. هریک از روش های اخذ کرایه دارای مزایا ومعایبی می باشند. جدول پایین مقایسه ای بین سیستمهای اخذ یکسان یا یکنواخت، منطقه ای و بخشی یا درجه بندی شده را در برخی از خصوصیات مهم آنها را نشان می دهد، ولی مقدار کرایه برای انجام یک سفر بین دو نقطه از طریق خطوط ترانزیت برای هر سه مورد مذکور،بدین صورت بیان می گردد:
F=F_b+Kn
که در آن:
F= مقدار کرایه محاسبه شده پرداختی
Fb= کرایه پایه( ورودی اولیه)
K= قیمت پرداختی بر عبور از یک بخش یا منطقه ( قیمت افزوده جهت عبور از یک منطقه)
n= تعداد مناطق یا بخش های عبوری
بدیهی است که برای اخذ کرایه یکسان(k=0) و بنابراین برای همه سفرها داریم(F=F_b) و برای عدم اخذ کرایه هر دو مقدارK و F_b برابر صفرمی باشند.(F_b=K=0) و بنابراین برای همه سفرها داریم(F=0).
جدول ۲-۱- مقایسه برخی از خصوصیات روش های مختلف اخذکرایه

در صورتی که که قدر مطلق t به دست آمده، بزرگتر از t از جدول بحرانی باشد و یا سطح معناداری محاسبه شده کوچکتر از 05/0 باشد، فرضیه صفر رد و نتیجه ­گیری می­ شود که بین میانگین متغیر مورد مطالعه با میانگین نظری، تفاوت معناداری وجود دارد.
3-8-3- آزمون مقایسات زوجی^[55]
آزمون t با نمونه­های جفت برای تجزیه و تحلیل آزمون­هایی به کار می­رود که هر فرد دو بار در دو وضعیت متفاوت مورد مشاهده قرار می­گیرد. فرض صفر در طرح داده ­های جفت این است که اختلافی بین مقادیر میانگین­ها در دو نمونه جفت شده از جامعه وجود ندارد، در مقابل این فرض که بین مقادیر میانگین، اختلاف وجود دارد. آزمون فرض برابری دو میانگین وابسته به شکل زیر است:

( 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. )

آماره این آزمون مبتنی بر متغیر d_i است که در واقع از اختلاف زوج ها به دست می ­آید. اگر x_i  متغیر اندازه ­گیری شده، در مرحله اول و y_i متغیر اندازه ­گیری شده، در مرحله دوم باشد در این صورت:
آن­گاه این متغیرها با فرض نرمال­بودن توزیع داده ­ها و مجهول­بودن واریانس از توزیع t زوجی پیروی می­ کند و آماره این آزمون به صورت زیر خواهد بود:
از این آزمون برای بررسی سؤالات دوم و سوم پژوهش که وجود یا عدم وجود شکاف­های مستقیم و معکوس­اند، استفاده شده است. البته زمانی که داده ­ها نرمال هستند، از این آزمون استفاده می­ شود(بایزیدی، 1391: 76).
3-8-4- آزمون ویلکاکسون
از این آزمون جهت آزمودن فرضیه ­ها در حالت ناپارامتریک (عدم وجود نرمال­بودن متغیرها)، استفاده می­ شود.
از نظر تئوری آزمون ویلکاکسون به صورت زیر است:
همانطور که می­دانید داده ­ها به صورت زوج (X_i,Y_i) است، ابتدا را به صورت زیر به دست می­آوریم:
این کار را برای کلیه­ زوج­ها انجام می­دهیم. سپس رتبه 1، را به کوچکترین ، رتبه 2، را به دومین کوچکترین و سرانجام رتبه­ی آخر یا nام، را به بزرگترین اختصاص می­دهیم. دقت کنید که اگر چندین زوج داشتیم که آن­ها با هم برابر بود، به آن­ها میانگین رتبه­ها را می­دهیم که در صورت مساوی نبودن به آن­ها تعلق می­گرفت.
آماره آزمون به صورت زیر است:
مقدار برای هر زوج (X_i,Y_i) به صورت زیر تعریف می­ شود.
اگر مثبت باشد، همان رتبه­ای که به زوج (X_i,Y_i) تعلق می­گیرد =
اگر منفی باشد، منهای رتبه­ای که به زوج (X_i,Y_i) تعلق می­گیرد = -
از این آزمون برای بررسی سؤالات دوم و سوم پژوهش که وجود یا عدم وجود شکاف­های مستقیم و معکوس­اند، استفاده شده است. البته زمانی که داده ­ها غیرنرمال هستند، از این آزمون استفاده می­ شود(بایزیدی، 1391: 81).
3-8-5- تکنیک آنتروپی شانون
تکنیک آنتروپی شانون جهت اولویت­ بندی متغیرهای منتخب که قسمت دوم در سؤال اول پژوهش است، مورد استفاده قرار می­گیرد. در این روش، ابتدا ماتریس داده ­های اولیه براساس فرمول زیر نرمال می­گردد:(بایزیدی، 1391: 74).
که در رابطه فوق ، مقدار نرمال شده شاخص j ام در مکان i ام، مقدار شاخص اولیه وm تعداد گزینه ­هایی است که قابل رتبه ­بندی شدن هستند.
سپس (آنتروپی هر شاخص) از مجموعه ها به ازای هر شاخص محاسبه می­گردد:
که در رابطه فوق، n تعداد شاخص ­ها و m تعداد مکان­هایی است که با هم مقایسه می­ شود.
براساس رابطه (2)، عدم اطمینان یا درجه انحراف هر یک از شاخص ­ها به صورت زیر به دست می آید:
و در نهایت وزن هر شاخص به صورت زیر قابل محاسبه است:
3-8-6- مدل­سازی تفسیری- ساختاری ^[56](ISM)
از مدل­سازی تفسیری- ساختاری برای پاسخگویی به سؤال چهارم که یافتن روابط میان شکاف­های مستقیم و معکوس است، استفاده شده است.
مدل­سازی تفسیری- ساختاری (ISM) که به وسیله وارفیلد^[57](1974) مطرح شد، یک تکنولوژی برای ایجاد و فهم روابط عناصر یک سیستم پیچیده می­باشد (هانگ^[58]، 2005: 755-767). به عبارتی دیگر مدل­سازی تفسیری- ساختاری، یک فرایند متعامل است که در آن مجموعه ­ای از عناصر مختلف و مرتبط با همدیگر در یک مدل سیستماتیک جامع ساختاربندی می­ شود، متدلوژی مدل­سازی تفسیری- ساختاری کمک زیادی به برقراری نظم در روابط پیچیده میان عناصر یک سیستم می­نماید (اگاروال^[59]، 2007: 443-445).
مدل­سازی تفسیری- ساختاری در تشخیص روابط درونی متغیرها کمک می­ کند و یک تکنیک مناسب، برای تجزیه و تحلیل تأثیر یک متغیر بر متغیرهای دیگر می­باشد. هم­چنین مدل­سازی تفسیری- ساختاری می ­تواند به اولویت­ بندی و تعیین سطح عناصر یک سیستم اقدام کند که کمک بسیار شایانی به مدیران برای اجرای بهتر مدل طراحی­شده می­ کند (هانگ، 2005: 755-767).
برای اجرای تکنیک مدل­سازی تفسیری- ساختاری، به دست آوردن روابط درونی و الویت­های عناصر در یک سیستم باید فرایند زیر طی ­شود.
3-8-6-1- تعیین متغیرهای مورد استفاده در مدل
مدل­سازی تفسیری- ساختاری، برای شناسایی روابط میان شکاف­ها استفاده می­ شود. مدل­سازی تفسیری- ساختاری با شناسایی متغیرهایی شروع می­ شود که مربوط به موضوع مورد بحث می­باشد (اگاروال^[60]، 2007: 443-445). به عنوان مثال در این پژوهش متغیرها، همان شکاف­های مستقیم و معکوس به دست­ آمده است.
3-8-6-2- به دست آوردن ماتریس ساختاری روابط درونی متغیرها ^[61](SSIM)
پس از شناسایی متغیرها، نوبت به واردکردن این متغیرها در ماتریس ساختاری روابط درونی متغیرها می­ شود. این ماتریس یک ماتریس، به ابعاد متغیرها می­باشد که در سطر و ستون اول آن متغیرها به ترتیب ذکر می­ شود. آنگاه روابط دو به دو متغیرها به وسیله نمادهایی مشخص می­ شود. این نمادها عبارتند از:
V: عامل سطر (i) می ­تواند زمینه ساز رسیدن به عامل ستون (j) باشد.
A: عامل ستون (j) می ­تواند زمینه ساز رسیدن به عامل سطر (i) باشد.
X: بین عامل سطر(i) و ستون (j) ارتباط دو طرفه وجود دارد، به عبارتی هر دو می­توانند زمینه ساز رسیدن به همدیگر شوند.
o: هیچ نوع ارتباطی بین این دو عنصر(ij) وجود ندارد.
3-8-6-3- به دست­آوردن ماتریس دستیابی
با تبدیل نمادهای روابط ماتریس (SSIM) به اعداد صفر و یک بر حسب قوائد زیر می­توان به ماتریس دست پیدا کرد:

1. 1. اگر خانه (i,j) در ماتریس (SSIM)، نماد V گرفته است، خانه مربوطه در ماتریس دستیابی عدد 1 می­گیرد و خانه قرینه آن، یعنی خانه (j,i)، عدد صفر می­گیرد.

1. 1. اگر خانه (i,j) در ماتریس (SSIM)، نماد A گرفته است، خانه مربوطه در ماتریس دستیابی عدد صفر می­گیرد و خانه قرینه آن، یعنی خانه (j,i)، عدد یک می­گیرد.

1. 1. اگر خانه (i,j) در ماتریس (SSIM)، نماد X گرفته است، خانه مربوطه در ماتریس دستیابی عدد یک می­گیرد و خانه قرینه آن، یعنی خانه (j,i)، هم عدد یک می­گیرد.

1. 1. اگر خانه (i,j) در ماتریس (SSIM)، نماد o گرفته است، خانه مربوطه در ماتریس دستیابی عدد صفر می­گیرد و خانه قرینه آن، یعنی خانه (j,i)، هم عدد صفر می­گیرد.

3-8-6-4- سازگارکردن ماتریس دستیابی

برای سنجش شرایط عدم اطمینان داده های مالی شرکت در دوره زمانی ۱۳۸۲تا۱۳۹۰ باید در دسترس باشند.

(( 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. ))

بر این اساس، دوره تحقیق شامل ۵ سال متوالی و از سال ۱۳۸۶ تا ۱۳۹۰ می‌باشد و روش نمونه گیری است. با توجه به محدودیتهای ذکر شده ۱۲۵ شرکت به عنوان نمونه اماری انتخاب شد.
۳-۳- فرضیات تحقیق
با توجه به عنوان تحقیق و هدف محقق از انجام آن فرضیاتی به شرح زیر تدوین شده است:
بین اقلام تعهدی با عدم تقارن اطلاعات رابطه وجود دارد.
سطح عدم اطمینان بر رابطه بین اقلام تعهدی با عدم تقارن اطلاعاتی تاثیرگذار است.
بین محافظه کاری سود با عدم تقارن اطلاعات رابطه وجود دارد.
سطح عدم اطمینان بر رابطه بین محافظه کارانه بودن سود با عدم تقارن اطلاعاتی تاثیرگذار است.
است.
۳-۴- روش تحقیق
تحقیق حاضر جزء تحقیق‌های تجربی حسابداری می‌باشد. و روش تحقیق توصیفی و از نوع همبستگی است. توصیفی به این دلیل که هدف آن توصیف کردن شرایط یا پدیده های مورد بررسی است و برای شناخت بیشتر شرایط موجود می باشد و همبستگی به دلیل اینکه در این تحقیق رابطه بین متغیرها موردنظر است. تحقیق حاضر به بررسی روابط بین متغیرها پرداخته و در پی اثبات وجود این رابطه در شرایط کنونی براساس داده های تاریخی می باشد. بنابراین میتوان آن را از نوع علی پس رویدادی طبقه‌بندی نمود. در اینگونه تحقیقات، محقق به بررسی علت و معلول (متغیر وابسته و متغیر مستقل) پس از وقوع می‌پردازد. در این تحقیقات بین متغیرها یک رابطه آماری وجود دارد که هدف بررسی این رابطه می‌باشد. این تحقیق بلحاظ هدف، کاربردی است.
۳-۵- روش جمع آوری داده ها
گردآوری اطلاعات از روی صورت های مالی حسابرسی شده شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار و اسناد و مدارک شرکتها با بهره گرفتن از نرم افزارها صورت می پذیرد.
۳-۶ متغیرهای تحقیق و نحوه محاسبه آنها
متغیر(های) وابسته:
۳-۶-۱-عدم تقارن اطلاعاتی
برای سنجش عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه گذاران ، مدلی را که ونکاتش و چیانگ (۱۹۸۶) برای تعیین دامنه‌ی قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام طراحی کرده اند به کار خواهیم برد. از این مدل در تحقیقات متعددی استفاده شده است . در ایران نیز قائمی و وطن پر ست(۱۳۸۴) و احمدپور و رساییان (۱۳۸۵) برای اندازه گیری عدم تقارن اطلاعاتی از این مدل بهره گرفته اند .
مدل یاد شده به شرح زیر است:
SPREAD
که در آن:
: SPREAD itدامنه تفاوت قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام
: AP میانگین سالانه قیمت پیشنهادی فروش سهام شرکت
: BPمیانگین سالانه قیمت پیشنهادی خرید سهام شرکت
متغیر(های) مستقل
متغیرهای مستقل اساسی، شامل سطح عدم اطمینان، اقلام تعهدی و محافظه کاری می باشند. مطابق با (حبیب و همکاران،۲۰۱۱، کورمیر و همکاران ۲۰۱۳)، سطح عدم اطمینان مبتنی بر نوسانات درآمد فروش شده و جهت اندازه گیری مدیریت سود از اقلام تعهدی اختیاری استفاده می شود.
۳-۶-۲- نحوه سنجش سطح عدم اطمینان
سطح عدم اطمینان محیطی عبارت است از نرخ تغییرات یا نوسان در محیطی که واحد انتفاعی در آن فعالیت می کند که می توان شامل مشتریان، رقبا، مقررات دولتی و اتحادیه های کارگری باشد(تانگ،۱۹۷۹). برگ و لاولس(۱۹۹۸) پیشنهاد دادند که عدم اطمینان محیطی می تواند هم ناشی از عوامل خارج از شرکت بوده و هم ناشی از عوامل داخلی. از این رو، این محققین نوسان پذیری میزان فروش را معیاری برای سنجش سطح عدم اطمینان در نظر گرفتند. تئوری سازمان، عدم اطمینان محیطی را مبتنی بر کمبود اطلاعات برای تصمیم گیری تعریف می کند. در تحقیق حاضر، جهت محاسبه سطح عدم اطمینان از نوسانات درآمد فروش استفاده می شود(حبیب و همکاران،۲۰۱۱).
مطابق با (حبیب و همکاران،۲۰۱۱، کورمیر و همکاران ۲۰۱۳) برای سنجش سطح عدم اطمینان از رابطه ذیل استفاده می شود:.

CV: ضریب تغییرپذیری فروش
Z: میزان فروش شرکت
: میانگین ۵ ساله فروش
سطح عدم اطمینان از طریق رابطه فوق برای هر سال-شرکت، محاسبه شده و در مدل آزمون فرضیات با نماد EU وارد می شود.
۳-۶-۳-نحوه سنجش اقلام تعهدی :
جونز ،۱۹۹۱، تفاوت سود و وجوه نقد حاصل از عملیات را به عنوان اقلام تعهدی تعریف می‌کند و آن را به دو قسمت تقسیم می‌کند .که در تمامی تحقیقات مرتبط با اقلام تعهدی ،این تقسیم‌بندی مورد قبول محققین می‌باشد.الف)اقلام تعهدی غیر اختیاری و ب)اقلام تعهدی اختیاری .
درحالی‌که اقلام تعهدی غیر اختیاری به واسطه مقررات ،سازمان‌ها و دیگر عوامل خارجی محدود هستند، اقلام تعهدی اختیاری قابل‌اعمال نظر توسط مدیریت می‌باشند.در حقیقت تمامی اقلام تعهدی که برای یک شرکت در مقابل طرف حساب‌های تجاری آن به کار می رود، اقلام تعهدی غیر اختیاری است مثل حساب‌ها و اسناد دریافتنی ،حساب‌ها و اسناد پرداختنی ،پیش دریافت‌ها،پیش پرداخت‌ها، و قسمتی از درآمدها و هزینه‌ها(البته افزایش یا کاهش در درآمدها و هزینه‌ها، نتیجه ثبت در دارایی ها و بدهی‌ها می‌باشد)،و اقلام تعهدی که مرتبط با رویدادهای داخل شرکت می‌باشد و به عوامل خارج ازآن ارتباطی ندارد، اقلام تعهدی اختیاری می‌باشد مثل هزینه استهلاک دارایی‌های مشهود و نامشهود، سود و زیان حاصل از کنار گذاری دارایی ها، سود و زیان حاصل از توقف یک بخش از واحد تجاری ،سود و زیان حاصل از معاوضه دارایی‌ها، سود و زیان حاصل از سرمایه گذاری‌ها، آثار انباشته ناشی از تغییر در روش‌های پذیرفته‌شده حسابداری و تمامی اقلام تعهدی که در طبقه‌بندی اقلام تعهدی غیر اختیاری قرار نمی‌گیرد(شربتی، ۱۳۸۹).
برای محاسبه اقلام تعهدی از مدل جونز به ترتیب زیر استفاده خواهد شد. که باقیمانده مدل رگرسیونی زیر، نشان دهنده اقلام تعهدی اختیاری است که معیار کیفیت اقلام تعهدی می باشد.
TA _it / A _i,t-1 = α_۱(۱ / A_i.t-0)+β_۱(∆REV _it/ A_it-1)+β_۲(PPE _it/ A_it-1)+ ε _itرابطه (۱)
که در آن:
TA _it: جمع اقلام تعهدی در سال t برای شرکت i،
A_it-1: جمع اقلام تعهدی درپایان سال قبل برای شرکت i
∆REV: تغییر درامد سالانه،
PPE_it: اموال و ماشین الات همان سال (دارائی ثابت هر سال پس از کسر استهلاک انباشته) در سال t برای شرکت i،
ε _it: خطای مدل در سال t برای شرکت i،
α: پارامتر‌های هر شرکت که از طریق رگرسیون چند متغیره برآورد می شود.β_۱, β_۲
۳-۶-۴-نحوه سنجش محافظه کاری سود
همچنین برای اندازه گیری محافظه کاری سود از مدل گیولی و هاین^[۷۸](۲۰۰۰) استفاده می شود. شاخص محافظه کاری بر اساس مدل مزبور به شرح زیر محاسبه می شود:
که در آن اقلام تعهدی عملیاتی از تفاوت سود خالص و جریان های نقدی عملیاتی به علاوه هزینه استهلاک به دست می آید، به عقیده گیولی و هاین(۲۰۰۰) رشد اقلام تعهدی می تواند شاخصی از تغییر در درجه محافظه کاری سود درطول یک دوره بلندمدت باشد.
متغیر(های) کنترلی
۳-۶-۵-ضریب بتا
ریسک بعنوان عامل تاثیرگذار در جریانهای نقدی یک سرمایه گذاری بدلیل وقوع حوادث مختلفی که باعث تغییر در این جریانها می شوند، تعریف می شود. دراین تحقیق ریسک شرکت بعنوان یک متغیر کنترلی استفاده خواهد شد و از طریق محاسبه ضریب بتای سهام شرکت که تغییرات بازده ها را در یک دوره اندازه گیری می نماید و شاخص ریسک سیستماتیک می باشد؛ محاسبه می شود.
۳-۶-۶-اندازه شرکت
برای کنترل ویژگیهای متفاوت شرکتهای نمونه آماری در تحقیقات مالی، از یک متغیر کنترلی استفاده می شود. محققان معیارهای گوناگونی برای اندازه شرکتها در نظر گرفته اند. در این تحقیق جهت وارد نمودن اندازه شرکتهای در الگوی آزمون فرضیات از لگاریتم ارزش دفتری کل داراییها استفاده خواهد شد .

در چهارم فصل به بررسی خواص بلور فوتونی دوبعدی، متشکل از آرایه مربعی، از استوانه‌های طویل با پوشش تک لایه(فراماده و دی الکتریک) پرداخته می‌شود. نکته حائز اهمیت این است که سلول واحد این بلور فوتونی برای پارامترهای خاص هندسی و اپتیکی انتخاب شده، در محدوده مشخصی از فرکانس‌ها، خاصیت نامرئی شدن نسبی دارد که این تفاوت در مقایسه با طیف عبور این بلور فوتونی دو بعدی با بلور فوتونی رایج، متشکل از استوانه‌های دی الکتریک بدون پوشش، مشهود است. برای بررسی طیف عبوری با بهره گرفتن از نرم افزار متمتیکا نمودار عبور بر حسب فرکانس بهنجار شده را برای دو نمونه بلور فوتونی، با سلول پایه متشکل از استوانه دی‌الکتریک با دو شعاع متفاوت، برای حالت با پوشش و بدون پوشش بررسی و مقایسه شده است.

( 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. )

فصل دوم
فرامواد
در این فصل به موضوع فراماده و چگونگی کاهش پراکندگی، توسط یک ذره کوچک، پوشیده شده با لایه ای از فراماده، پرداخته شده است. پس از بیان چگونگی محاسبه ماتریس پراکندگی، و اثبات رابطه شفافیت برای استوانه دی الکتریک بینهایت، استوانه PEC ( هادی)بینهایت نیز مطرح گردیده است. سپس نتایج تجربی به دست آمده، در موضوع فراماده، برای استوانه دی الکتریک بینهایت و استوانه PEC بینهایت بیان شده است. پس از مطالعه استوانه بینهایت، مطالبی در ارتباط با کاهش پراکندگی از سطح کره مطرح شده است. در انتهای این فصل، کاهش پراکندگی از سطح مجموعه ای از چند ذره کروی را آورده ایم.
۲-۱ فرامواد و کاهش سطح مقطع پراکندگی^[۳۸]
فرامواد مواد مصنوعی هستند که دارای گذردهی الکتریکی و تراوایی مغناطیسی منفی هستند و بوسیله چندین روش مورد بررسی قرار گرفته اند. یکی از این روش ها تکنیک حذف پراکندگی یا پوشش پلاسمونی است. در این روش از اثرات پلاسمونیک پوشش فراماده، برای کاهش شدید پراکندگی از اجسام در محدوده فرکانسی خاص استفاده می‎شود. این نظریه برای هندسه های متقارن به طور گسترده کاربرد دارد. با بکاربردن پوشش هایی با اتلاف کم یا بدون اتلاف، می‎توان باعث کاهش شدید پراکندگی از سطح اجسام شد. برای این منظور از فرامواد با µ و منفی، که برای فلزات اطراف فرکانس پلاسمای آنهاست، استفاده می‎کنیم. نظریه استفاده از این مواد در نظریه شبهه ایستا ^[۳۹] ریلی برای اجسام کروی، که ابعاد در مقایسه با طول موج برخوردی کوچک هستند، استفاده شده است.]۴۸[. بردارهای قطبش برای استوانه دی الکتریک و پوشش فراماده و است. هنگامی که گذردهی الکتریکی ماده فراماده،کمتر از گذردهی الکتریکی بیرون جسم باشد()، میدان الکتریکی درون ماده تغیر جهت داده و باعث منفی شدن قطبش الکتریکی می‎شود. با ایجاد یک پوشش پلاسمونیکی، مناسب، می‎توان یک میدان دوقطبی الکتریکی، در جهت مخالف در جسم القا کرد وپراکندگی را کاهش داد. اگر استوانه مرکزی PEC باشد، برای ایجاد شفافیت ^[۴۰] باید باشد.
شکل(۲-۱). بردارهای قطبش برای استوانه دی الکتریک و پوشش فراماده]۴۸.[
و است. هنگامی که گذردهی الکتریکی ماده فراماده،کمتر از گذردهی الکتریکی بیرون جسم باشد()، میدان الکتریکی درون ماده تغیر جهت داده و باعث منفی شدن قطبش الکتریکی می‎شود]۴۸[.
۲-۲ اصول نظری برای محاسبه ضریب پراکندگی استوانه بینهایت دی
الکتریک
به منظور درک بهتر کاهش پراکندگی کل از نانو ذرات استوانه ای نحوه محاسبه این کمیت مطرح می‌شود.
در اینجا فرمول های تئوری برای استوانه بینهایت دی‎الکتریک با پوشش فراماده، تحت موج تابشی عمود بر محور استوانه را بیان می‎کنیم و نشان می‎دهیم که چگونه پوشش همگن فراماده، باعث کاهش ضریب پراکندگی این استوانه می شود.
شکل زیر استوانه دی الکتریک پوشیده شده با لایه ای از فراماده را نشان می‎دهد. استوانه داخلی دارای شعاع a، ثابت دی الکتریک و گذردهی مغناطیسی وو پوشش فراماده دارای شعاعb ، ثابت دی الکتریک و گذردهی مغناطیسی و و در محیط خلاَ بیرون استوانه ثابت دی الکتریک و گذردهی مغناطیسی و است. موج تخت تکفام با قطبش TM با زاویه نسبت به جهت مثبت محور x به استوانه بی نهایت می‎تابانیم. در محاسبات نهایی =۰ گرفته و جهت موج تخت را در راستای محورx درنظر می‎گیریم. برای قطبش TE با جابجا کردن و می‎توان روابط را محاسبه کرد.
شکل (۲-۲). استوانه نامحدود دیالکتریک، پوشیده شده با لایه ای از فراماده، موج تخت
فرودی با زاویه نسبت به محور x به استوانه برخورد می‎کند]۲۹[.
در این قسمت ابتدا میدان های تابشی، پراکندگی و عبور را برای هر سه ناحیه
نوشته می‎شود. سپس از طریق معادلات ماکسول میدان مغناطیسی را برای هر سه ناحیه محاسبه می‎کنیم. پس از نوشتن میدانهای الکتریکی و مغناطیسی در هر سه ناحیه موجود، شرایط مرزی را برای میدان های الکتریکی و مغناطیسی، برای مرزهای و نوشته و از طریق شرایط مرزی، ماتریس پراکندگی را می‎نویسم و ضرایب و و را بدست می آوریم. پس از بدست آوردن ضریب پراکندگی ، آن را مینیمم کرده، یا به سمت صفر میل می‎دهیم. به این ترتیب سطح مقطع پراکندگی نیز مینیمم می‎شود. در نتیجه پوشش فراماده باعث حداقل شدن پراکندگی نور تابشی از سطح جسم شده است.
تحقیقات نشان می‎دهد که برای پوشش های مختلف فراماده با و های مختلف، مینیمم پراکندگی در مشخص () (نسبت شعاع استوانه داخلی به استوانه خارجی ) اتفاق می‎افتد.
۲-۲-۱ روابط مربوط به میدان‎های الکتریکی
میدان فرودی:
میدان الکتریکی فرودی در جهت +z وجود دارد.
(۲-۱)
(۲-۲)
(۲-۳)
موج تخت حاصل را به صورت مجموع بینهایت تابع استوانه ای می‎نویسیم:
(۲-۴)
(۲-۵)
اثبات رابطه (۲-۵)
رابطه (۲-۵) باید به گونه ای باشد، که رابطه (۲-۴) دارای دوره تناوب برای زاویه باشد و در نیز محدود باشد. دو طرف رابطه (۲-۴) را در ضرب می‎کنیم. (m عدد صحیح هست و انتگرال را از صفر تا می‎گیریم).
(۲-۶)
را حذف کرده و جای انتگرال را با سامیشن عوض می‎کنیم.
(۲-۷)
در رابطه بالا شرط تعامد زیر برقرار است.
(۲-۸)
سمت راست معادله (۲-۷) را به شکل زیر بازنویسی می‎کنیم.
(۲-۹)
از انتگرال زیر استفاده می‎کنیم:
(۲-۱۰)
از تغیر متغیر زیر استفاده کرده و رابطه (۲-۹) را بازنویسی می‎کنیم.
(۲-۱۱)
می‎دانیم که :
(۲-۱۲)
پس عبارت (۱۱-۲) را به شکل زیر می‎توان نوشت.
(۲-۱۳)
از رابطه های (۲-۷) و (۲-۹) و (۲-۱۳) نتیجه می‎گیریم که :
(۲-۱۴)
بنابراین
(۲-۱۵)
در نتیجه میدان فرودی را می‎توان به شکل زیر نوشت.
(۲-۱۶)
میدان الکتریکی پراکنده شده و میدان عبوری و میدان درون استوانه دی الکتریک بینهایت
میدان پراکنده شده( میدان به ازای ) و عبوری( میدان به ازای ) از سطح استوانه بینهایت را به شکل زیر می‎نویسیم.

۰۷۳/۰

۰۴۱/۰

۱۱۱/۰

۰۴۳/۰

۱۱۵/۰

۰۰۱/۰

۰۰۱/۰

از فرزندپروری سهل گیر به آمادگی اعتیاد از طریق مقابله اجتنابی

۱۵/۰

۱۴/۰

۰۹۳/۰

۱۹۱/۰

۰۹۵/۰

۱۹۶/۰

۰۰۱/۰

۰۰۱/۰

از فرزندپروری سهل گیر به آمادگی اعتیاد از طریق مقابله هیجان مدار

۰۲۵/۰

۰۳۵/۰

۰۱۲/۰-

۰۸۳/۰

۰۱۱/۰-

۰۸۵/۰

۱۶۳/۰

۱۴۳/۰

تذکر: P: روش بوت استراپ صدکی؛ BC: روش بوت استراپ سوداری تصحیح شده؛ up: سطح بالای فاصله اطمینان؛ low: سطح پایین فاصله اطمینان
فرضیه ۱۹: نوجویی از طریق مشکلات رفتاری اثر مثبت غیرمستقیم بر آمادگی اعتیاد دارد.
مندرجات جدول۱۰-۴، نشان می دهند که ضریب استاندارد اثر غیر مستقیم نوجویی بر آمادگی اعتیاد از طریق مشکلات رفتاری ۲۸/۰ است که در سطح ۰۰۱/۰ p= با روش بوت استراپ صدکی و ۰۰۲/۰ p= در روش بوت استراپ سوداری تصحیح شده معنی دار است. هم چنین مشاهده می شود که حد بالا و پایین اثر غیر مستقیم، صفر را در بر نمی گیرد و اثر به دست آمده در این فاصله اطمینان قرار گرفته است. بنابراین معنی داری این مسیر غیر مستقیم از طریق روش بوت استراپ صدکی و سوداری تصحیح شده مورد تایید قرار می گیرد.

( 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. )

فرضیه ۲۰: شیوه فرزندپروری مستبد از طریق نوجویی اثر مثبت غیر مستقیم بر مشکلات رفتاری دارد.
مندرجات جدول ۱۰-۴، نشان می دهند که ضریب استاندارد اثر غیر مستقیم شیوه فرزندپروری مستبد بر مشکلات رفتاری از طریق نوجویی ۱۴/۰ است که در سطح ۰۰۱/۰p= با روش بوت استراپ صدکی و ۰۰۱/۰= pدر روش بوت استراپ سوداری تصحیح شده معنی دار است. هم چنین مشاهده می شود که حد بالا و پایین اثر غیر مستقیم، صفر را در بر نمی گیرد و اثر به دست آمده در این فاصله اطمینان قرار گرفته است. بنابراین معنی داری این مسیر غیر مستقیم از طریق روش بوت استراپ صدکی و سوداری تصحیح شده مورد تایید قرار می گیرد.
فرضیه ۲۱: شیوه فرزندپروری سهل گیر از طریق نوجویی، اثر مثبت غیر مستقیم بر مشکلات رفتاری دارد.
مندرجات جدول ۱۰-۴ نشان می دهند که ضریب استاندارد اثر غیر مستقیم شیوه فرزند پروری سهل گیر بر مشکلات رفتاری از طریق نوجویی ۰۰۵/۰ است که در سطح ۸۷/۰p= با روش بوت استراپ صدکی و ۸۶/۰p= در روش بوت استراپ سوداری تصحیح شده معنی دار نیست. هم چنین مشاهده می شود که حد بالا و پایین اثر غیر مستقیم، صفر را در بر گرفته و اثر به دست آمده در این فاصله اطمینان قرار نمی گیرد. بنابراین معنی داری این مسیر غیر مستقیم از طریق روش بوت استراپ صدکی و سوداری تصحیح شده مورد تایید قرار نمی گیرد.
فرضیه ۲۲: شیوه فرزندپروری مقتدر از طریق نوجویی اثر منفی غیر مستقیم بر مشکلات رفتاری دارد.
مندرجات جدول۱۰-۴، نشان می دهند که ضریب استاندارد اثر غیر مستقیم شیوه فرزند پروری مقتدر بر مشکلات رفتاری از طریق نوجویی ۱۵/۰- است که در سطح ۰۰۱/۰p= با روش بوت استراپ صدکی و ۰۰۱/۰p= در روش بوت استراپ سوداری تصحیح شده معنی دار است. هم چنین مشاهده می شود که حد بالا و پایین اثر غیر مستقیم، صفر را در بر نمی گیرد و اثر به دست آمده در این فاصله اطمینان قرار گرفته است. بنابراین معنی داری این مسیر غیر مستقیم از طریق روش بوت استراپ صدکی و سوداری تصحیح شده مورد تایید قرار می گیرد.
فرضیه ۲۳: شیوه فرزندپروری مستبد از طریق مشکلات رفتاری اثر مثبت غیر مستقیم بر آمادگی اعتیاد دارد.
مندرجات جدول ۱۰-۴ نشان می دهد که ضریب استاندارد اثر غیر مستقیم شیوه فرزند پروری مستبد بر آمادگی اعتیاد از طریق مشکلات رفتاری ۰۹۶/۰ است که در سطح ۰۰۲/۰p= با روش بوت استراپ صدکی و۰۰۲/۰p= در روش بوت استراپ سوداری تصحیح شده معنی دار است. هم چنین مشاهده می شود که حد بالا و پایین اثر غیر مستقیم، صفر را در بر نمی گیرد و اثر به دست آمده در این فاصله اطمینان قرار گرفته است. بنابراین معنی داری این مسیر غیر مستقیم از طریق روش بوت استراپ صدکی و سوداری تصحیح شده مورد تایید قرار می گیرد.
فرضیه ۲۴: شیوه فرزند پروری سهل گیر از طریق مشکلات رفتاری اثر مثبت غیر مستقیم بر آمادگی اعتیاد دارد.
مندرجات جدول ۱۰-۴ نشان می دهد که ضریب استاندارد اثر غیر مستقیم شیوه فرزند پروری سهل گیر بر آمادگی اعتیاد از طریق مشکلات رفتاری ۰۰۸/۰- است که در سطح ۸۲/۰p= با روش بوت استراپ صدکی و ۷۷/۰p= در روش بوت استراپ تصحیح شده معنی دار نیست. هم چنین مشاهده می شود که حد بالا و پایین اثر غیر مستقیم، صفر را در بر گرفته و اثر به دست آمده در این فاصله اطمینان قرار نمی گیرد. بنابراین معنی داری این مسیر غیر مستقیم از طریق روش بوت استراپ صدکی و سوداری تصحیح شده مورد تایید قرار نمی گیرد.
فرضیه ۲۵: شیوه فرزندپروری مقتدر از طریق مشکلات رفتاری اثر منفی غیر مستقیم بر آمادگی اعتیاد دارد.