رگرسیون ریج بیزی: رگرسیون ریج مشابه حداقل مربعات معمولی بوده با این تفاوت، درصورتی‌که تعداد اثرات از تعداد مشاهدات بیشتر باشد محدودیتی نداشته و همچنین زمانی که بین نشانگرها همبستگی باشد نیز دارای پایداری عددی (numerical stability) است. مدل رگرسیون ریج به این صورت است:  . برآورد اثرات نشانگرها (  ) را می‌توان با بهره گرفتن از معادله روبه‌رو تخمین زد  . که در اینجا  یک ناظم برای پارامتر کنترل کننده به‌منظور توازن بین نکویی برازش (اندازه ­گیری شده به‌وسیله مجموع مربعات خطا) و پیچیدگی مدل (که به‌وسیله مجموع مربعات اثرات نشانگرها (  ) قابل اندازه‌گیری است) می­باشد. لامبدا به قطر ماتریس ضرایب اضافه می­ شود. درصورتی‌که لامبدا به سمت بی‌نهایت میل کند،  برابر صفر خواهد شد. از طرف دیگر، اگر لامبدا برابر صفر باشد برآوردهای این روش مشابه OLS خواهد بود. این مدل در فرم ماتریسی:  خواهد بود که در اینجا D برابر ماتریس قطری بوده که برای  برابر یک و برای بقیه عناصر صفر خواهد بود. وقتی کل عناصر این ماتریس صفر باشد مدل مشابه OLS خواهد بود. اضافه کردن ضرایب به قطر ماتریس، ضرایب برآوردها را به سمت صفر سوق می­دهد. این کار هرچند که اریبی را تحریک کرده ولی واریانس برآوردها را کاهش می­دهد. برآوردهای بیزی رگرسیون ریج مساوی است با توزیع پسین شرطی ضرایب رگرسیونی مدل بیزی که  باشد.  و  به‌ترتیب واریانس باقیمانده و اثرات نشانگری می­باشند. اختصاص دادن پیش فرض­ها (Prior) به هرکدام از این پارامترهای واریانس، منجر به استنباط و استنتاج پارامترهای نامعلوم از داده ­های آموزشی می­ شود که به‌منظور برآورد کردن اثرات نشانگرها مورد استفاده قرار می­گیرد.

(( 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. ))

بیز LASSO: یکی دیگر از توزیع­های آماری برای اثرات SNP ها که به‌عنوان توزیع پیشین روش‌های بیزی به‌کار می­رود توزیع دونمایی می­باشد. این توزیع مانند توزیع t دارای دم درازی است اما دارای تعداد بیشتری اثرات کوچک غیرصفر است. روش عامل انتخاب و افت حداقل مطلق (LASSO) از توزیع دونمایی برای توزیع اثرات QTL (مشروط به پارامتر تنظیم کننده لامبدا) استفاده می­ کند. برآوردهای LASSO می­توانند از مدل توزیع پسین بیزی تحت توزیع پیشین دونمایی مستقل برای اثرات QTL ها استنتاج و استنباط شوند. توزیع دونمایی همچنین می ­تواند به‌عنوان توزیع مختلطی از توزیع نرمال با واریانس نمونه گیری شده از یک توزیع نمایی بیان شود.

بیز لاسو، شکل خاصی از حداقل مربعات جریمه شده است که مجموع مربعات باقیمانده را حداقل می­ کند. برآورد اثرات SNP در بیز LASSO تراکم پیشین توزیع دونمایی به این صورت بیان می­ شود.
که  بوده و  میزان افت را تعیین می‌کند. مقادیر بالای لامبدا تعداد بیشتری از ضرایب را صفر در نظر می­گیرد و مقادیر پایین­تر لامبدا منجر به نزدیکی برآوردها به OLS خواهد شد. در استنباط بیزی ضرایب رگرسیون:  خواهند بود.
بردار ضرایب رگرسیون در بیز LASSO: مطابق پارک و کاسِلا (۲۰۰۸) توزیع پیشین شرطی اثرات نشانگرها (  ) با واریانس پیشین اختصاصی مارکر به این صورت تعریف می­ شود:  این توزیع پیشین، افت برآورد اختصاصی اثرات نشانگرها را تحریک می‌کند که مقدار بسط آن به  بستگی دارد. پارامتر واریانس (  برابر واریانس نشانگرها است: رِسِنده و همکاران، ۲۰۱۲) به‌عنوان توزیع­های پیشین مستقل و یگانه نمایی و به‌صورت:  .  در نظر گرفته می­ شود (پارک و کاسِلا، ۲۰۰۸). که با این فرضیات توزیع پیشین حاشیه­ای ضرایب رگرسیون به این صورت خواهد بود.  که توزیع دونمایی است. این توزیع دارای تراکم بیشتری در صفر بوده که نشان‌دهنده اینست که دارای افت شدیدی برای مارکرهای با اثر نسبتاً کوچک و افت پایین­تر برای مارکرهای با اثر قابل ملاحظه می­باشد.
در بیز LASSO توزیع پیشین واریانس اثرات نشانگرها به این صورت است:

بنابراین،  و  می‌باشد.
بیز A: در این روش توزیع اثرات SNP ها به‌صورت توزیع t فرض می­ شود. به این مفهوم که در این توزیع مفروض است همانند BLUP تمام SNP ها دارای اثرات اندکی باشند هرچند که شکل دنبه­ای توزیع فرض شده اجازه می­دهد که برخی از SNP ها در حالت عدم لینکاژی با QTL های متوسط تا بزرگ اثر باشند. در این حالت اثرات SNP از توزیع نرمال نمونه گیری شده ولی واریانس این اثرات از توزیع کای اسکوار مقیاس­بندی شده معکوس (مشابه معکوس گاما می­باشد) نمونه‌گیری خواهد شد:

که در اینجا r برابر درجه آزادی و s مساوی پارامتر مقیاس است. این فرمول نشان می­دهد که اثرات SNP ها از توزیع t نمونه‌گیری شده ­اند. مقادیر پارامترهای توزیع کای اسکوار معکوس مقیاس‌بندی شده (r و s) می­توانند برای متغیر تصادفی X به این صورت تعریف شوند.

از ترکیب دو معادله بالا حاصل می­ شود:  .
بنابراین با بهره گرفتن از میانگین و واریانس مورد انتظار می­توان دو هایپر پارامتر r و s را برای توزیع کای اسکوار معکوس مقیاس‌بندی شده تعریف کرد.
درصورتی‌که درجه آزادی افزایش یابد توزیع t به توزیع نرمال نزدیک می­ شود. ولی در حالت پایین بودن درجه آزادی، بیشتر SNP ها با اثر اندک و تعداد کمی از آن‌ها با اثر عمده در نظر گرفته می­ شود. این حالت برای بیشتر صفات تقریب واقعی­تری از اثرات SNP نسبت به (نمونه‌گیری اثرات QTL از) توزیع نرمال می‌باشد.
در بیز A توزیع پیشین واریانس به‌صورت توزیع کای اسکوار معکوس مقیاس‌بندی شده در نظر گرفته شده  که در اینجا s پارامتر مقیاس و v درجه آزادی می­باشد. در این حالت وقتی اطلاعات توزیع پیشین و اطلاعات داده ­ها با هم ترکیب می­ شود توزیع پسین نیز به‌صورت توزیع کای اسکوار معکوس شده مقیاس‌بندی شده خواهد بود

که در اینجا n برابر تعداد اثرات نشانگرها می­باشد. همچنین واریانس خطای توزیع پیشین به‌صورت  است که توزیع شرطی آن به این صورت خواهد بود:
بیز B: در این مدل فرض بر این است که فقط قسمتی (بخشی) از جایگاه‌های ژنی، کل واریانس ژنتیکی را تشریح می­ کنند و بسیاری از جایگاه‌های ژنی نقشی در واریانس ژنتیکی ندارند. مدل آماری بیز B را می­توان به‌صورت زیر نوشت:

که y فنوتیپ حیوان i بوده،  : میانگین، k تعداد جایگاه‌های مارکری، x ژنوتیپ مارکر در جایگاه j (i اُمین آلل) که به‌صورت ۰ و ۱ و ۲ (تعداد کپی‌های آلل SNP که حیوان i حمل می­ کند) کد گذاری می­شوند.  نیز اثر جایگزینی آللی در جایگاه j و  متغیر موردنظر و اختصاصی این مدل است که یک متغیر ۰ و ۱ بوده و نشان‌دهنده عدم حضور (با احتمالπ) یا حضور (با احتمال۱-π) جایگاه j در مدل می­باشد.

فرض اصلی این روش، این است که بسیاری از SNP ها در مناطق ژنومی قرار گرفته‌اند که فاقد QTL بوده و تاثیری بر صفت ندارند. در حالی‌که فقط بخش اندکی از SNP ها در حالت LD با QTL بوده و درنتیجه دارای اثر هستند. به‌طورکلی π نشان‌دهنده نسبت قابل‌انتظاری از SNP هاست که در حالت عدم لینکاژی با QTL ها نسبت به تعداد کل SNP ها است. اثرات SNP از توزیع t نمونه گیری شده ولی واریانس اثرات با احتمال π از توده صفر و با احتمال π ۱- ازتوزیع کای اسکوار معکوس مقیاس‌بندی شده (مِوویسِن و همکاران، ۲۰۰۱) نمونه گیری خواهند شد:

در روش بیز B مشکل مشخص بودن مقدار π وجود دارد. درصورتی‌که مقداری که انتخاب می­ شود با توزیع حقیقی اثرات SNP ناسازگار و متناقض باشد به‌طور معنی­داری بر میزان صحت اثرات برآورد شده تاثیر منفی خواهد داشت. برای حل مشکل از قبل معین بودن π، از روش نمونه گیری ارائه شده توسط فرناندو (۲۰۰۹)، از توزیع پیشین یکنـــواخت (=uniform(0,1)π) استفاده و در کنار تمام پارامترهای دیگر در تکرارهای MCMC نمونه گیری خواهد شد. زمانی که یک همگرایی حاصل شد پارامتر برابر میانگین توزیع پسین خودش در نظر گرفته خواهد شد و الگوریتم‌ها مجدداً برای برآورد اثرات SNP به‌کار گرفته خواهند شد.
بیز C: این روش شکلی از بیز B است. فقط به‌جای اینکه از توزیع پیشین t برای اثرات نشانگرها استفاده کند از توزیع نرمال استفاده می‌شود و ازاین‌رو، توزیع پسین اثرت نشانگری هم نرمال خواهد بود.
۳-۷- برآورد ارزش‌های اصلاحی ژنومی
در هریک از سناریوهای مورد مطالعه، ارزش‌های اصلاحی ژنومی برای هریک از افراد جمعیت کاندیدا، با بهره گرفتن از مجموع اثرات نشانگرها (بر حسب ژنوتیپ فرد در هر جایگاه) برآورد گردید. بنابراین، بردار ارزش‌های اصلاحی ژنومی برآورد شده برابر است با:
GEBV=Xg
که در این رابطه، GEBV بردار ارزش‌های اصلاحی ژنومی (با ابعاد n*1) می‌باشد. X ماتریس طرح با ابعاد n*m بوده که n تعداد فرد و m تعداد نشانگر می­باشد. این ماتریس اثرات نشانگری را به ژنوتیپ نشانگرها مرتبط می­سازد همچنین g بردار اثرات برآورد شده برای چند شکلی­های تک نوکلئوتیدی با ابعاد m*1 (m: تعداد نشانگر) می­باشد که با بهره گرفتن از روش‌های مختلف برآورد شده است. برای اجرای روش­های بیزی، از بسته نرم افزاری BGLR (دِ لوس کامپوس و پِرِز، ۲۰۱۳) و الگوریتم نمونه‌گیری گیبس برای نمونه‌گیری توزیع پسین شرطی اثرات نشانگری استفاده شد. استنباط اثرات نشانگری با بهره گرفتن از زنجیره­های ۱۲۰۰۰ نمونه ­ای (۲۰۰۰ نمونه اولیه گرم‌کنندگی و ۱۰۰۰۰ نمونه بعدی برای استنباط­های توزیع پسین) صورت گرفت.
۳-۸- مقایسه صحت روش‌ها
به‌منظور بررسی صحت ارزش‌های اصلاحی ژنومی برآورد شده با بهره گرفتن از روش‌های مورد مطالعه، از همبستگی پیرسون ارزش‌های اصلاحی برآورد شده و ارزش اصلاحی حقیقی استفاده گردید. هر سناریوی شبیه‌سازی شده ۱۰ بار تکرار شد و میانگین ۱۰ ضریب همبستگی به‌دست‌آمده به‌عنوان معیار صحت مدل درنظر گرفته شد.
۳-۹- استنباط ژنوتیپی
در بخش دیگر این پژوهش، تاثیر استنباط SNP ها بر صحت ارزش‌های اصلاحی ژنومی مورد ارزیابی قرار گرفت. به همین منظور، پس از شبیه‌سازی جمعیت­های پایه، تاریخی، مرجع و تایید، ژنوتیپ­های جمعیت مرجع به‌عنوان پانل مرجع در نظر گرفته شدند. به‌طوری‌که پس از ذخیره ژنوتیپ­های جمعیت تایید و اعمال درصدهای مختلف حذف، برای استنباط ژنوتیپ­های ازدست‌رفته از ژنوتیپ­های جمعیت مرجع به‌عنوان راهنما استفاده شد. در این مطالعه، در ژنوتیپ حیوانات تایید، اطلاعات ژنوتیپی ۵، ۱۰، ۲۰، ۵۰، ۷۰ و ۹۰ درصد از نشانگرها حذف و با بهره گرفتن از دو روش تخصیص تصادفی و روش جنگل تصادفی استنباط شدند.
۳-۱۰- روش‌های استنباط ژنوتیپی
۳-۱۰-۱-روش تخصیص تصادفی
این روش بر مبنای فرض تعادل هاردی-واینبرگ عمل می­ کند و ژنوتیپ­های ازدست‌رفته را بر اساس فراوانی آللی و ژنوتیپی در پانل راهنما استنباط می­ کند. با فرض دو آلل و سه ژنوتیپ در هر جایگاه نشانگری، اگر فراوانی آلل ۱ و ۰ به‌ترتیب p و ۱-p باشد درنتیجه ژنوتیپ ازدست‌رفته را بر اساس احتمال ژنوتیپ­ها در هر جایگاه نمونه گیری می­ کند. نمونه گیری از فضای نمونه توزیع فراوانی ژنوتیپ­ها به این صورت می­باشد:

استنباط ژنوتیپ­ها به روش تخصیص تصادفی با بهره گرفتن از بسته synbreed Version 0.10-4 (ویمر و همکاران، ۲۰۱۴) انجام شد.
۳-۱۰-۲- روش جنگل تصادفی
ماتریس نشانگری X حاوی عناصر X_ij (ژنوتیپ نشانگر j ام برای فرد i ام) را در نظر بگیرید. ۱) ابتدا در ماتریس X نشانگرها بر اساس درصد اطلاعات ژنوتیپی ازدست‌رفته­ رتبه ­بندی می­شوند و سپس اطلاعات از دست‌رفته به‌وسیله روش MNI (Mean Neighbor Imputation) که روشی حد واسط است استنباط می­شوند. MNI یک استنباط اولیه از ژنوتیپ از دست رفته نشانگر j (j امین SNP) را به‌دست می­دهد که به‌عنوان یک پیش برآورد برای RF قلمداد می­ شود. ۲) سپس در هر نشانگر j که حاوی ژنوتیپ­های ازدست‌رفته است (X_mis، در این مرحله ژنوتیپ استنباط شده توسط MNI)، اطلاعات معلوم (X_obs) برای ایجاد یک RF با مثلاً ۱۰۰ درخت مورد استفاده قرار می­گیرد (_۱۰۰Ψ…._۱Ψ). هر درخت با بهره گرفتن از یک نمونه از X_obs ها شروع به رشد می­ کند و در هر گره انشعاب صورت می­گیرد تا در نهایت به گره­های پایانی می­رسیم. ۳) X_mis­ها با میانگین‌گیری از نتیجه ۱۰۰ درخت و به‌صورت زیر استنباط می­شوند:

در رابطه فوق X یک بردار ورودی است که حاوی اطلاعات ژنوتیپی برای نشانگر j است. ۴) اطلاعات ژنوتیپی نشانگر j در ماتریس X با بهره گرفتن از مقادیر  در اصطلاح update می­ شود. (۵) مراحل ۲ تا ۴ برای نشانگرهای بعدی تکرار می­شوند تا زمانی که همه ژنوتیپ­های ازدست‌رفته استنباط شوند. این الگوریتم با بهره گرفتن از تابع missForest بسته نرم افزاری randomForest Version 4.6-10 (لیاو، ۲۰۱۴) به‌کار گرفته شد.
۳-۱۱- صحت استنباط ژنوتیپ
برای سنجش صحت ژنوتیپ­های استنباط شده روش‌های متعددی ارائه شده است. برخی از آن‌ها مانند شاخص درصد ژنوتیپ­های به‌درستی استنباط شده به‌شدت وابسته به فراوانی آللی است (هیکی و همکاران، ۲۰۱۲). بنابراین، نتایج حاصله ممکن است اریب باشند. در این مطالعه از همبستگی بین ژنوتیپ­های استنباط شده با ژنوتیپ­های واقعی استفاده شد. این شاخص توسط هیکی و همکاران (۲۰۱۲) که نقاط قوت و ضعف شاخص­ های مختلف را بررسی کردند، به‌عنوان بهترین شاخص برای ارزیابی عملکرد روش‌های مختلف استنباط ژنوتیپ پیشنهاد شده است.
۳-۱۲- صحت پیش ­بینی ارزش‌های اصلاحی ژنومی حاصل از ژنوتیپ استنباط شده
جهت بررسی تاثیر استنباط ژنوتیپ بر صحت پیش ­بینی ارزش‌های اصلاحی ژنومی، ابتدا اثرات نشانگری برای هرکدام از جایگاه‌ها برآورد و سپس ارزش‌های اصلاحی ژنومی در جمعیت تایید برای هرکدام از افراد برآورد شد (GEBV). در مرحله بعد، پس از استنباط ژنوتیپ­های ازدست‌رفته مجدداً ارزش‌های اصلاحی برای حیوانات کاندیدا برآورد شد (GEBV_GI). به‌منظور بررسی کارایی استنباط ژنوتیپی در برنامه ­های اصلاح نژادی و تاثیر استنباط ژنوتیپی بر صحت ارزش‌های اصلاحی ژنومی برآورد شده از همبستگی بین GEBV و GEBV_GI استفاده شد. دو روش فوق‌الذکر، در درصدهای مختلف حذف (۵، ۱۰، ۲۰، ۵۰، ۷۰ و ۹۰ درصد) و نیز در سطوح مختلف عدم تعادل لینکاژی (۱/۰، ۲/۰ و ۳/۰) مقایسه شدند.
فصل چهارم

کاهش تعارضات موجود در سازمان

مدیران بانک و کارکنان

۳

تعهد سازمانی

تصویرسازی مناسب درباره سازمان که منجر به ادراک مثبت کارکنان از سازمان شود

مدیران بانک و کارکنان

۴

تعهد سازمانی

ایجاد بسترهای محیطی مناسب سازمان

مدیران بانک

۵

تعهد سازمانی

ایجاد فرهنگ حمایتی در سازمان

مدیران بانک

تعهد سازمانی

بازخور در زمان و مکان مناسب به کارکنان

مدیران بانک

پیشنهاد مبتنی بر نتایج فرضیه سوم:
با توجه به نتایج حاصل از فرضیه سوم و رابط بین توانمندسازی ساختاری و روانشناختی، به بانک پارسیان پیشنهاد می شود، با فراهم کردن محیط و امکانات لازم برای اینکه کارکنان بتوانند در آن محیط احساس حق انتخاب، موثر بودن، احساس معنی‌داری و شایستگی کرده و از این طریق به ارائه هر چه بهتر وظایف خود بپردازند. پیشنهاد تحقیق حاضر برای فرضیه سوم استفاده از مدل تلفیقی توانمندسازی است. تحقیقات در حوزه توانمندسازی نشان می دهد که توجه صرف به مهیا ساختن شرایط فیزیکی و ساختاری در این جهت، نمی‌تواند تضمین کننده دستیابی به توانمندسازی کارکنان باشد. زیرا این فعالیت‌ها ارتباط مستقیمی با ادراک زیردستان از توانمندسازی دارد.

( 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 تحقیقات دانشمندان حوزه توانمندسازی این موضوع به اثبات رسیده است که رسیدن به توانمندسازی ساختاری مقدمه‌ای برای رسیدن به توانمندسازی روانشناختی است. تاکید بر توانمندسازی روانشناختی بدون توجه به ایجاد توانمندسازی ساختاری منجر به ایجاد تضاد شناختی و دوگانگی شخصیت در محیط کار برای کارکنان خواهد شد و در نهایت منجر به اثرات منفی به ویژه در عملکرد کارکنان می‌گردد.
یک فرایند جامع توانمندسازی کارمندان در سازمان، نیازمند توجه و در نظر گرفتن دو بعد سازمانی و روانشناختی است. زیرا لازمه هر حرکتی ایجاد و فراهم آوردن ملزومات و بستر مناسب آن است. بنابراین شرط لازم توانمندسازی ایجاد بستر آن در سازمان است که این بستر تحقق رویکرد توانمندسازی ساختاری است. اما توانمندسازی ساختاری شرط لازم برای توانمندی کارکنان است که نیاز به شرط کافی نیز دارد. شرط کافی توانمندی کارکنان، ایجاد این باور در آن‌ها و ادراک صحیح کارکنان نسبت به آن است که از طریق رویکرد روانشناختی حاصل می‌شود.
سازمان نخست به‌وسیله تخصیص و کاربرد امکانات سازمان با فرایندی از بالا به پایین اقدام به بستر سازی و مهیا ساختن شرایط فیزیکی و محیطی توانمندسازی کارکنان می‌کند. سپس لازم است مدیر از سوی مقابل نیز وارد عمل شود و با تمرکز بر ابعاد روانی و ادراکی کارکنان نسبت به کار و وظایف شغلی که بر عهده دارند، از بعد روانشناختی نیز دست به ایجاد زمینه توانمندسازی میزند و شرایط کافی را نیز محقق می کند. این رویکرد از پایین به بالا در سازمان جریان می‌یابد؛ زیرا به طور مستقیم با کارکنان در ارتباط است.
نتیجه این دیدگاه تلفیقی، سازمانی است که بستر لازم جهت تحقق توانمندسازی را دارد و از سوی دیگر کارکنان نیز اعتقاد و اعتماد لازم را در جهت دست‌یابی به توانمندسازی کسب کرده‌‌اند.

ردیف

متغییر اثرپذیر

پیشنهاد

مجری پیشنهاد

۱

عنوان صفحه
فصل پنجم: بحث و نتیجه گیری
۵. ۱. بحث و نتیجه‌گیری ۱۳۲
۵. ۲. تنگناهای پیش پا و افق‌های پیش‌روی رویکرد هرمنوتیک ۱۴۷
۵. ۳. پیشنهاده‌های پژوهشی ۱۴۹
۵. ۴. پیشنهاده‌های کاربردی ۱۵۰

5. 5. ۵. محدودیت‌های پژوهش ۱۵۰

فهرست منابع
منابع فارسی ۱۵۱
منابع انگلیسی ۱۵۷
فهرست جدول‌ها
عنوان صفحه
جدول شماره ۱: ویژگی‌های رویکردهای فلسفی حلقه کندوکاو ۱۴۳
فهرست نمودارها
عنوان صفحه
نمودار شماره ۱: سیر تاریخی و گرایش‌های هرمنوتیک ۱۳۳
نمودار شماره ۲: رویکردهای نظری (فبک) ۱۳۴
نمودار شماره ۳: چرخه فهم در هرمنوتیک فلسفی گادامر ۱۳۵
نمودار شماره ۴: جایگاه ادبیات در رویکردهای نظری (فبک) ۱۳۸
نمودار شماره ۵: ارتباط رویکردهای حلقه کندوکاو هرمنوتیکی ۱۴۴
نمودار شماره ۶: حلقه کندوکاو هرمنوتیکی برمبنای هرمنوتیک فلسفی گادامر ۱۴۶
فصل اول
کلیات و مقدمه
۱. ۱. گشایش
چهار سال حضور در کلاس‌های فلسفه کافی بود تا در ابتدای امر عبارت فلسفه برای کودکان^[۱] برایم نامأنوس و عجیب، اما معصومانه، جلوه کند و مجال هرگونه ارتباطی را ممکن نبینم؛ گویی در حیات فلسفه جایی برای او نبود و فلسفه را هم از جانب کودکان خریداری نیست؛ آخر فلسفه کجا و کودک کجا! اما امروز بر آنم تا کودکانمان را به ضیافت فلسفه فراخوانم.

(( 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. ))

به گمانم، می‌توان تربیت انسان‌های آگاه و هشیار که تفکر خود را بر پایه استدلال صحیح و منطق بنا نهاده و در برخورد با دنیاهای پیرامون خود با اندیشه‌ای جامع و عمیق، جوانب مختلف امور را بررسی و البته از قابلیت انعطاف بالایی در مواجهه با مسائل زندگی برخوردار هستند را، یکی از اصلی‌ترین اهداف نظام‌های تعلیم و تربیت دانست.
فیشر،^[۲]پرورش مهارت‌های تفکر در کودکان را گامی مهم در این عرصه می‌داند (فیشر، ۱۳۸۵: ۹).
در این زمینه، جنبش فلسفه برای کودکان به عنوان جدیدترین رویکرد موجود، عهده‌دار چنین رسالتی است (باقری و دهنوی، ۱۳۸۸: ۱۲).
این برنامه را متیو لیپمن^[۳] در اواخر دهه ۱۹۶۰ بر اساس تفکرات دیویی^[۴] و ویگوتسکی^[۵] بنیان نهاد. لیپمن، استدلال می‌کند که اگر ما بخواهیم کودکان‌مان در آینده به بزرگسالانی اندیشمند تبدیل شوند، باید آن‌ها را تشویق کنیم تا کودکانی اندیشه‌ورز باشند (فیشر، ۱۳۸۵: ۲۷۲).
سپس در گفت‌و‌گو با ناجی می‌افزاید، آنچه فلسفه برای کودکان نامیده می‌شود، تلاشی است برای بسط فلسفه، با این هدف که بتوان آن را همانند نوعی آموزش به‌ کار برد. این نوع فلسفه، آموزشی است که در آن از فلسفه برای برانگیختن ذهن کودک در جهت پاسخ‌گویی به نیاز و اشتیاقش به معنا بهره برده می‌شود. وی در ادامه فلسفه برای کودکان را به عنوان گامی فراتر از تفکر انتقادی^[۶] معرفی می‌کند (لیپمن، ۱۳۸۸: ۲۸).
جهانی بر این باور است، لیپمن هوای آن را در سر دارد که با بهره گرفتن از داستان‌های دارای مضامین فلسفی به پرسش‌هایی که در طول تاریخ فلسفه ذهن فیلسوفان را به خود مشغول داشته است به شیوه‌ای بدیع پاسخ گوید (جهانی، ۱۳۸۲: ۷۱).
با این وجود لیپمن توانست از گذر هم‌نشینی کودک و فلسفه، البته با مراد معنایی خاص، به ترویج اخلاق و عقلانیت بپردازد. به گمانم این نیاز اساسی امروز جامعه ما و هر جامعه دیگری است که در پی داشتن فردایی بهتر است.
همانند بسیاری از کشورهای جهان، به فلسفه برای کودکان در سال‌های اخیر در ایران نیز توجه شده است. پژوهشگاه علوم انسانی و مطالعات فرهنگی با تأسیس گروهی به نام «فکر پروری برای کودکان و نوجوان» (فبک)، به معرفی و ترویج این برنامه در ایران می‌پردازد. به این منظور، گفت‌وگوهایی با بنیان‌گذاران این برنامه صورت گرفته، نشست‌ها و کارگاه‌های مختلفی برگزار شده و کتاب‌ها، مقاله‌ها و پایان‌نامه‌هایی نیز تألیف شده است اما این آغاز راه است و نیاز به پژوهش در این حوزه همواره احساس می‌شود.
پژوهش حاضر بر آن است تا از گذر رویکردهای برنامه فلسفه برای کودکان، مجالی برای ارتباط حوزه‌های مختلف فلسفه، با این برنامه بیابد و به قابلیت رویکردهای بومی توجه کند.
۱. ۲. بیان مسأله
کم‌توجهی نظام آموزشی ما به آموختن راه و رسم اندیشه‌ورزی و تقویت ویژگی تأمّل و دقّت در کودکان و جوانان و پرورش حساسیت آن‌ها در تشخیص خطا و صواب، لزوم توجه به تلاش‌ها و تجربیات موفق در این زمینه را ضروری می‌سازد، فلسفه برای کودکان چند وقتی است که در ادبیات فلسفی ما حضوری پررنگ دارد.
این برنامه را می‌توان از جمله بنیادی‌ترین اقدامات کار فلسفی با کودکان دانست که هم‌اکنون در بیش از سی کشور جهان توجه بسیاری از متفکران، محققان و مربیان تعلیم و تربیت را در سال‌های اخیر به خود معطوف کرده است (جهانی، ۱۳۸۲: ۷۱).
بهبود توانایی تعقل، پرورش و تقویت خلاقیت، تقویت ارزش‌های اخلاقی، تقویت خودآگاهی و پرورش تفکر انتقادی از اهداف این برنامه به شمار می‌آید و از مؤلفه‌های آن می‌توان به اجتماع کاوشگری^[۷]، کتاب‌های درسی داستان و معلمان تغییر نقش داده اشاره کرد (ناجی، ۱۳۸۵: ۷-۶).
خسرونژاد (۱۳۸۴) با نگاهی موشکافانه و عمیق، ورود به عرصه نظری فلسفه برای کودکان را نیازمند سه پیش‌فرض می‌داند؛ یکی فرض‌هایی درباره کودکان؛ دوم، فرض یا فرض‌هایی درباره فلسفه؛ سوم، فرض یا فرض‌هایی در مورد چیستی ادبیات کودک (خسرونژاد، ۱۳۸۴: ۷۵).
رویکرد لیپمن یکی از پرطرفدارترین رویکردهای کار فلسفی با کودکان است. لیپمن در گفت‌وگو با ناجی، صراحتاً اظهار می‌‌کند که فلسفه برای کودک برانگیزاننده است و اشتیاق کودک را برای فکر‌کردن برمی‌انگیزاند. بنابراین، فلسفه وسیله‌ای است برای برانگیختن تفکر در تمام زمینه‌های برنامه‌ درسی (ناجی، ۱۳۸۹: ۲۸).
پیداست که در این رویکرد، امکان آموزش فلسفه به کودک، البته در معنایی که به فلسفه نسبت داده می‌شود، وجود دارد (خسرونژاد، ۱۳۹۱: ۳).
خسرونژاد معتقد است هر چند این رویکرد در پیشبرد برنامه‌های خویش، همواره از ادبیات کودک سود برده، اما هیچ‌گاه تأملی نظری بر این مفهوم نداشته است. عمده بحث‌های صاحب‌‌‌نظران این نهضت، درباره مفاهیم کودک، فلسفه و نظریه تربیتی بوده است و ادبیات صرفاً ابزاری در نظر گرفته شده که مقصدی جز خودش، در اینجا تربیت تفکر فلسفی، دارد (خسرونژاد، ۱۳۸۶: ۱۰۹).
در قلمرو کار فلسفی با کودکان، گرت بی. متیوز^[۸] متفکر دیگری است که می‌توان مدعی شد فرض‌های متفاوتی در مورد مفاهیم سه‌گانه فلسفه، کودکی و ادبیات کودک دارد. وی در گفت‌و‌گو با ناجی، بهترین راه برای متقاعد شدن به این امر که کودکان افکار فلسفی دارند، ارائه تعریفی از فلسفه و بررسی شواهدی که مصداق این تعریف باشد، نمی‌داند؛ بلکه معتقد است باید ببینیم چیزهایی که کودکان می‌گویند یا می‌پرسند، با مطالبی که برخی از فیلسوفان، زمانی مطرح کرده یا پرسیده‌اند شباهتی دارد یا نه (متیوز ۱۳۹۰ :۱۵).
متیوز، کودکان را فیلسوفان طبیعی می‌داند (خسرونژاد، ۱۳۸۴: ۲۷). در این رویکرد کودک، بالطبع باشنده‌ای فلسفی است.
خسرونژاد پیرامون جایگاه و نقش ادبیات در این رویکرد می‌افزاید، متیوز بی‌آنکه آشکارا بیان و ادعا کرده باشد، در نهضت فلسفه برای کودکان، رویکرد متفاوتی را برای تبیین معنا و نقش ادبیات کودک بنا نهاده است. آنچه متیوز مدافع آن یا به عبارت بهتر مکتشف آن است، گونه ادبی ویژه و از‌پیش‌آفریده‌شده‌ای در ادبیات کودک است که به‌خودی‌خود و برای خود، فلسفی است و از این‌رو، پاسخ‌گوی نیاز ذاتی کودکان به فلسفیدن نیز هست (خسرونژاد،۱۳۸۶: ۱۲۱).
خسرونژاد از فعالان و پژوهشگران فلسفه برای کودکان در ایران، خود نیز با فرض‌های متفاوت دیگری پا به این عرصه نهاده است، رویکرد خسرونژاد، تنها رویکرد بومی کار فلسفی با کودکان در سطح ملی است. ‌در این رویکرد، منظور از اندیشه فلسفی، گونه‌ای از اندیشه است که دربرگیرنده سه ویژگی جامعیت، ژرفا و انعطاف‌پذیری است و چون هر سه‌ این ویژگی‌ها برخاسته از توانایی ذهنی تمرکززدایی است، برای تقویت اندیشه فلسفی کودکان، باید بکوشیم این توانایی را پرورش دهیم (خسرونژاد،۱۳۹۰: ۲۰).
‌فرض این رویکرد درباره‌ کودک، برگرفته از دیدگاه پیاژه^[۹] است. بر‌اساس دیدگاه پیاژه، تمرکزگرایی و تمرکززدایی جزء فطرت کودک است؛ بنابراین، آگاهی‌های ما از راه نوسانِ پیوسته ذهن، میان تمرکز‌گرایی و تمرکز‌زدایی تشکیل و تکمیل می‌شود (همان).
رویکرد داستان‌های فکری ایرانی^[۱۰] بر این باور است هرگونه اثر ادبی کودک، به‌ویژه داستان کودک، نه‌تنها شاخه‌ای از آن، بلکه همه‌ آن حتی افسانه‌های ایرانی، قابلیت تمرکززدایی بسیار بالایی دارند و ذهن را بین تمرکزگرایی و تمرکززدایی نوسان می‌دهند؛ بنابراین، قدم گذاشتن در جهان داستان و فهم معنای آن کاری فلسفی است؛ بر این اساس، باید کودک را به سمت ادبیات ببریم و ادبیات را برای او معنا کنیم (خسرونژاد،۱۳۹۱: ۴).
به نظر می‌رسد رویکردهای برنامه فلسفه برای کودکان، بنا به نوع نگاه نظری و اهمیتی که به کتاب‌های داستان و اجتماع کاوشگری می‌دهند، می‌توانند وارد قلمرو هرمنوتیک شوند.
مسعودی (۱۳۸۶) هرمنوتیک^[۱۱] را شاخه‌ای از فلسفه نظری می‌داند که حدیث فهم و تفسیر را بازخوانیِ عقلانی می‌کند و بر فهم متون، تمرکزی اصولی و مبنایی دارد (مسعودی، ۱۳۸۶: ۱۳). با این وجود، واعظی (۱۳۸۰) معتقد است: این واژه در طول تاریخ کوتاه استعمال خویش به‌عنوان شاخه‌ای از دانش، به حجمی از تفکر اشاره و دلالت دارد که از فرط تنوع، کمتر انضباط می‌پذیرد. مولف سپس می‌افزاید، فهرست عناوینی که تحت این نام بررسی می‌شود، بسیار گسترده و ناهمگون است و هر یک به نوبه خود معرف و نشان‌دهنده دیدگاهی خاص در باب اهداف و وظایف این شاخه معرفتی است (واعظی،۱۳۸۰: ۲۶).
اگر از ارائه تعریف دقیق و جامع صرف‌نظر کنیم، این امکان وجود دارد که برای تبیین اجمالی این نکته که هرمنوتیک به چه سنخ مباحثی می‌پردازد، تعاریفی تسامحی ارائه دهیم.
پالمر^[۱۲] به روایت واعظی (۱۳۸۰) با همین هدف، هرمنوتیک را چنین تعریف می‌کند:

کودزیستی (بذرمال و سرک)

^b ۶۶/۸۰

^c ۵۹/۵۸

حداقل اختلاف معنی دار

۲۲/۲

۶۶/۵

میانگین‌های دارای حروف مشترک در هر ستون اختلاف معنی داری با هم ندارند

۴-۱-۳ میزان پایداری غشاء
نتایج این تحقیق نشان داد که میزان پایداری غشای سلولی شدیدا تحت تاثیر تنش خشکی قرار گرفت با افزایش تنش خشکی میزان پایداری غشا کاهش معنی داری یافت (جدول ۴-۱، شکل ۴-۲). تحت شرایط تنش رطوبتی یکی از اولین بخش‌های گیاهی که آسیب می‌بیند غشای پلاسمایی است (لیانگ و همکاران^[۷۹]، ۲۰۰۳) زیرا در شرایط تنش خشکی، تولید و تجمع گونه‌های فعال اکسیژن ، نظیر رادیکال های سوپراکسید، هیدروژن پراکسید و رادیکال‌های هیدروکسیل افزایش می‌یابد (فویر و همکاران^[۸۰]، ۱۹۹۴). این ترکیبات به بسیاری از ترکیبات سلولی نظیر چربی‌ها، پروتئین‌ها، کربوهیدرات‌ها و اسیدهای نوکلئیک صدمه می‌زنند و با تغییر ساختمان غشا، در اثر پراکسیداسیون چربی‌ها و پروتئین‌ها (لیانگ و همکاران، ۲۰۰۳)، تراوایی غشای سلولی را افزایش می‌دهند که منجر به نشت الکترولیت‌های موجود در داخل سلول به سمت بیرون می‌شود (بلوم و همکاران^[۸۱]، ۱۹۸۲) و در نتیجه رشد گیاه تحت تأثیر قرار می‌گیرد.
براساس نتایج آزمایش مکارون و همکاران^[۸۲]، (۱۹۹۵) مواجه شدن گیاه با تنش خشکی باعث افزایش میزان نسخه برداری از ژن های اکسید کننده و چربی های دیواره سلولی می شود، که در نهایت این امر سبب تخریب دیواره سلولی خواهد شد. پورموسوی و همکاران) ۱۳۸۵) ضمن بررسی گیاه سویا اعلام نمودند که در شرایط تنش شدید میزان نشت الکترولیت در مقایسه با تنش ملایم و عدم تنش خشکی بیشتر بود.
شکل۴-۲ اثر سطوح مختلف تنش خشکی بر میزان پایداری غشای سلولی
تاثیر کود های شیمیایی و زیستی بر پایداری غشای سلولی نیز معنی دار بود (جدول۴-۱). نتایج مقایسه میانگین نشان داد تیمار ۱۰۰ درصد کود شیمیایی بیشترین و کاربرد کود زیستی کمترین پایداری غشا را داشت (جدول۴-۴). تیمار ۵۰ درصد کود شیمیایی+ کود زیستی به صورت سرک تنها یا تقریبا ۱۰ درصد کاهش بیشترین میزان پایداری غشا را به خود اختصاص دادند.
۴-۱-۴ میزان کلروفیل a وb
تاثیر تنش خشکی بر میزان کلروفیل برگ پرچم دوام فتوسنتز و حفظ کلروفیل برگ تحت شرایط تنش از جمله شاخص‌های فیزیولوژیکی مقاومت به تنش است (پساراک لی^[۸۳]،۱۹۹۹). در این تحقیق کلروفیل aو b هر دو تحت تاثیر تنش خشکی و کود زیستی قرار گرفتند (جدول۴-۵). با افزایش تنش خشکی میزان کلروفیل a و b کاهش معنی داری یافتند به طوری که تنش شدید باعث کاهش تقریبا ۲۸ درصد کلروفیل a و ۳۸ درصد کلروفیل b نسبت به شاهد گردیده شد (شکل۴-۳). آنتولین و همکاران^[۸۴] (۱۹۹۵) گزارش کردند با افزایش تنش خشکی، میزان کلروفیل برگ کاهش ولی نسبت کلروفیل aبه کلروفیل b افزایش می‌یابد زیرا تنش خشکی غلظت کلروفیل b را بیشتر از کلروفیل a کاهش می‌دهد. در چنین شرایطی، کاهشی در میزان فتوسنتز مشاهده می‌شود که تا حدی به واسطه کاهش غلظت کلروفیل در اثر تجزیه آن می‌باشد . بنابراین حفظ غلظت کلروفیل تحت تنش به ثبات فتوسنتز در این شرایط کمک می‌کند. میسرا و اسریکاستاواتا^[۸۵] (۲۰۰۰) نشان دادند که تنش کم آبی باعث تخریب کلروپلاست ها و کاهش میزان کلروفیل می شود. صالحی و همکاران (۱۳۸۲) اظهار داشتند که آنزیم های کلروفیلاز و پراکسیداز از عوامل موثر در کاهش کلروفیل در شرایط تنش رطوبتی هستند.
(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت nefo.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

جدول۴-۵ تجزیه واریانس برخی صفات فیزیولوژیک تحت تیمار های مختلف در ذرت

منابع تغییر

درجه آزادی

مجموع مربعات

کلروفیل a

کلروفیل b

تکرار

۳

^۰۳/۰ ۴۲/۰

^۳۸/۰ ۰۴/۰

تنش خشکی

۲

^۰۰۲/۰ ۰۸/۰

جامعه آماری عبارت است از افراد یا واحدها که دارای حداقل یک صنعت مشترک باشند. معمولاً درهر پژوهش ،جامعه مورد بررسی یک جامعه آماری است.جامعه آماری به مجموعه افراد، اشیاء و یا به طور کلی پدیده هایی اطلاق می شود که محقق می تواند نتیجه مطالعه خود را به کلیه آنها تعمیم دهد و آحاد جامعه آماری دارای ویژگی های مشترکی هستند که آنها را از سایر پدیده های خارج از قلمرو جامعه آماری مشخص می سازد، این ویژگی ها را صفت مشترک جامعه آماری می گویند(متانی،۱۳۸۶،۱۰۸).
جامعه آماری این تحقیق از نوع نامحدود کل مشتریان گلاب قمصر کاشان می باشند.
۳-۳. حجم نمونه آماری
برای تعیین حجم نمونه نیز با توجه به نامحدود بودن جامعه آماری از فرمول حجم نمونه میانگین جامعه استفاده شده است و ضمناً بر اساس نمونه گیری ۲۰ تایی مقدماتی، میزان واریانس ۰.۳۵ به دست آمده است. بنابراین در سطح تشخیص ۰.۰۵ و خطای ۰.۰۵ درصد حجم نمونه تحقیق به صورت زیر محاسبه شد.

( 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. )

محاسبه حجم نمونه :
پارامترهای موجوددر فرمول به صورت زیر می باشد:
: مقدار متغیر نرمال واحد متناظر با سطح اطمینان در نظر گرفته شده می باشد. در این تحقیق سطح اطمینان ۹۵% درنظر گرفته شده است. در اینصورت Z متناظر با ۹۵%، ۹۶/۱ می باشد.
d: میزان اشتباه مجازی می باشد که مقدار آن بر اساس تحقیقاتی که قبلاً صورت گرفته است مشخص می شود. در این تحقیق مقدار d برابر ۰.۰۵ در نظر گرفته شده است.
n: تعداد نمونه آماری.
: واریانس نمونه
حجم نمونه با بهره گرفتن از فرمول بالا تقریبا برابر ۱۹۰ نفر می باشند که نشان دهنده حداقل تعداد نمونه مورد نیاز می باشد. ولی با این حال پس از توزیع پرسشنامه به مشتریان، تعداد ۳۰۰ پرسشنامه به دست آمده است.
۳-۴.روش گردآوری داده ها
کتابخانه ای:در این تحقیق برای گردآوری داده ها جهت تکمیل بخش پیشینه و مبانی نظری تحقیق، از کتب فارسی ولاتین،مقالات وسایت های اینترنتی استفاده شده است.
پرسشنامه: در این تحقیق، اطلاعات کمی از طریق پرسشنامه جمع آوری شده است.
۳-۵.ابزار تحقیق
از متداول‌ترین روش های جمع آوری اطلاعات در تحقیقات توصیفی و از شاخه میدانی، پرسشنامه آمده است. در این تحقیق از پرسشنامه چند گزینه ای استفاده شده است.
تحقیق حاضر با بهره گرفتن از پرسش نامه ای که توسط گریس و اکاس ارائه شده، انجام می گردد.در اجزای اصلی و کلیدی بخش مدل SBL، متغیرها به عنوان عوامل پنهان هستند که بدین معناست آنها را نمی توان بطور مستقیم مشاهده و رصد نمود و نیازمند این هستند که با شاخص های چندگانه ای اندازه گیری شوند.برای اینکه اطمینان پیدا کنیم که ابعاد برند به تصویر کشیده شده در مدل SBL برای مصرف کنندگان خدمات بااهمیت است و مقیاس ها و آیتم ها دارای اعتبار و اطمینان خوبی هستند و نتایج با یافته های پیشین قابل مقایسه هستند و روش انتخابی برای ابعاد برند جهت تایید برند و همگان سازی برند مبتنی بر تحقیقات پیشین بود (گروه تحقیقی گرس&اکاس ،نیکل پیلوسوف،۲۰۰۹).
پرسش نامه تحقیق دارای۲۴سؤال، برای سنجش۵ متغیر مطرح شده در این تحقیق است که درجدول۳-۱ مشخص شده است.تمام سؤالات بکار رفته در بخش ساختاربندی های بخش مدل SBL از طریق مقیاس لیکرت(Likert)سنجیده شدند که از شماره۱=کاملا مخالف تا شماره۵=کاملا موافق متغیر است.
۳-۱.شماره گویه های هر شاخص درپرسشنامه