در بررسی مقالاتی که ما انجام دادیم، مطالعه ای از نمای SMV در تشخیص اجسام خارجی ناحیه فک و صورت و سر استفاده نکرده بود، تا بتوان نتایج آن را با مطالعه حاضر مقایسه نمود.
به علاوه، مطالعات کافی برای مقایسه نتایج حاصل از مطالعه ما در شناسایی اجسام خارجی توسط CBCT (به ویژه درون حفره هوادار) وجود ندارد، ولی در مطالعه Aras و همکاران (۶)، از CT در شناسایی اجسام خارجی با شرایطی مشابه مطالعه ما استفاده شده است که در بخش ‏۴-۱-۱ به آن پرداخته ایم.
(( 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. ))

در روش های تصویربرداری که می توانند بازسازی حجمی از تصویر ارائه دهند و یا به صورت برشی تصویربرداری می کنند (مانند CT، CBCT و MRI)، محل قرارگیری جسم خارجی نقش کمتری در میزان شناسایی آن دارد. با توجه به اینکه CT و CBCT، دو روش تصویربرداری بر پایه اشعه x هستند، نتایج حاصل از این دو در مطالعات مختلف را می توان مورد مقایسه قرار داد. یکی از این مطالعات، مطالعه Venter و همکاران (۷۷) است، که به مقایسه حساسیت تشخیصی رادیوگرافی معمولی، CT، MRI و اولتراسوند در شناسایی اجسام خارجی چوبی پرداخته است. جسم خارجی در مطالعه مذکور در محل ران مرغ قرار گرفته بود، ولی حساسیت تشخیصی CT در این مطالعه برابر ۲/۷۲ درصد بود. این در حالی است که حساسیت تشخیصی CBCT در شناسایی اجسام خارجی چوبی در ناحیه لب (بافت نرم) در مطالعه ما ۸/۱۸ درصد است. این تفاوت در حساسیت تشخیصی یا ناشی از خطای مشاهده در یکی از دو مطالعه است و یا معنادار بوده و مقایسه این دو روش تصویربرداری در شرایطی یکسان را می طلبد. در بخش ‏۴-۱-۳ جنبه های دیگر این مطالعه مورد بررسی و مقایسه با مطالعه حاضر قرار گرفته است.
جنس جسم خارجی
جسم خارجی غیر رادیواپاک در تصویربرداری بر پایه اشعه x سیگنالی ایجاد نمی‌کند. بنابراین، جنس جسم خارجی تعیین می‌کند که آیا در یک روش تصویربرداری قابل‌مشاهده خواهد بود و آیا اندازه آن می‌تواند در شدت و ابعاد تصاویر حاصل تأثیر بگذارد یا نه. جسم خارجی زمانی قابل‌مشاهده می‌گردد که میزان سیاه و سفیدی جسم در محل با پیرامونش متفاوت باشد (۶). گرچه، ممکن است با کوچک تر شدن اندازه جسم، دیگر قابل‌مشاهده نباشد (۷). در مطالعه ما، اجسام خارجی با ۴ جنس مختلف و در دو اندازه بزرگ و کوچک مورد استفاده قرار گرفت. جدول ۴-۱ دانسیته اجسام به‌کاررفته در مطالعه و ساختمآن‌های پیرامون آن را برحسب واحد هانسفیلد^[۱۸] نشان می‌دهد.

شناسایی اجسام خارجی رادیواپاک توسط تصویربرداری برپایه اشعه x راحت تر از اجسام غیر اپاک است (۲). در مطالعه کنونی، هر سه جنس شیشه معمولی، شیشه باریوم دار و سنگریزه در تصویربرداری های رادیوگرافی با نمای لترال سفالومتریک و SMV، با حساسیت تشخیصی مناسبی شناسایی شدند. البته حساسیت تشخیصی سنگریزه (لترال سفالومتری ۱۰۰% و SMV 9/47%) بیشتر از شیشه باریوم دار (لترال سفالومتری ۷/۹۱% و SMV 8/43%) و شیشه باریوم دار بیشتر از شیشه معمولی (لترال سفالومتری ۱/۷۷% و SMV 5/37%) بود، که این نشان از تأثیر دانسیته بر حساسیت تشخیصی دارد. همانطور که گفته شد حساسیت تشخیصی CBCT در شناسایی اجسام خارجی از جنس شیشه معمولی، شیشه باریوم دار و سنگریزه ۱۰۰ درصد بود. این یافته توانایی بالای CBCT در شناسایی اجسام خارجی با دانسیته قابل قبول را نشان می دهد.
شناسایی اجسام خارجی غیر اپاک می‌تواند مشکل ساز باشد. در برخی از مطالعات، CT و اولتراسونوگرافی ما را برای به تصویر کشیدن اجسام خارجی غیر اپاک امیدوار کرده اند (۲). یافته های حاصل از مطالعه ما نشان داد که سه روش تصویربرداری مورد مطالعه، کمترین حساسیت را برای تشخیص جسم خارجی چوبی دارند. به گونه‌ای که حساسیت تشخیصی لترال سفالومتری و SMV برابر صفر بوده و حتی CBCT هم نمی‌تواند به خوبی جسم خارجی چوبی را شناسایی کند (حساسیت تشخیصی ۳/۶ درصد).
در مطالعه Aras و همکاران (۶) کیفیت تصویر جسم خارجی چوبی در نمای لترال سفالومتریک همانند مطالعه ما برابر صفر بود. کیفیت تصویر اجسام خارجی از جنس شیشه در مطالعه مذکور در هر سه ناحیه (۲+) بود، در حالیکه در مطالعه ما در ناحیه سینوس، لب و زاویه مندیبل به ترتیب ۳+، ۱+ و ۲+ است. در این مطالعه کیفیت تصویر سنگریزه در زاویه مندیبل شبیه به مطالعه ما (۳+) و در دو ناحیه دیگر یک درجه کمتر بود. این نتایج با وجود اختلافات جزئی موجود، نتایج ما را تأیید می کنند، و اختلافات اندک را می توان به خطای احتمالی مشاهده گران یا دید متفاوت آن ها از مقیاس مورد استفاده برای کیفیت تصویر ارتباط داد.
این مطالعه همچنین به بررسی کارایی CT در شناسایی اجسام خارجی پرداخته است. در این مطالعه کیفیت تصاویر حاصله از اجسام خارجی از جنس شیشه و سنگریزه مشابه با کیفیت بدست آمده از CBCT در مطالعه ما بود. با این وجود، در مورد اجسام خارجی چوبی واقع در ناحیه زاویه مندیبل، درون زبان و درون سینوس ماگزیلا، کیفیت تصویر حاصله به ترتیب ۰، ۱+ و ۲+ بود. این در حالی است که در مطالعه کنونی، کیفیت تصویر اجسام خارجی چوبی در هر سه ناحیه برابر صفر است. با توجه به شباهت های این دو روش تصویربرداری (CT و CBCT) می توانیم به مقایسه نتایج با مطالعه ما بپردازیم. علت احتمالی این تفاوت در کیفیت تصویر اجسام چوبی می تواند به تفاوت دانسیته چوبی مرتبط باشد که در این دو مطالعه مورد استفاده قرار گرفته است. مطالعات نشان داده است که تراکم چوب محدوده گسترده ای از -۶۰۰ HU تا +۱۳۰ HU را شامل می‌گردد، که به سختی و میزان رطوبتش بستگی دارد (۷۹). علت محتمل دیگر می تواند متفاوت بودن تکنیک تصویربرداری می باشد. به این دلیل که CT می تواند soft tissue window ارائه دهد ولی در تکنیک تصویربرداری CBCT این امکان وجود ندارد، در نتیجه اختلاف دانسیته جسم خارجی با محیط پیرامون کمتر شده و شناسایی آن را مشکل تر سازد. از سوی دیگر، این تفاوت در یافته ها می تواند پیشنهاد دهنده انجام مطالعه ای مجزا برای مقایسه CT و CBCT در شناسایی اجسام خارجی با دانسیته پایین باشد.
مطالعات دیگری در رابطه با شناسایی اجسام خارجی رادیولوسنت توسط روش های تصویربرداری انجام شده است. نتایج حاصل از مطالعه Ober و همکاران (۷۶) در شناسایی اجسام خارجی چوبی در ناحیه دست سگ، نشان می دهد که در این ناحیه CT دقت تشخیصی بیشتری نسبت به اولتراسوند و MRI دارد. این در حالی است که در مطالعه Turkcuer و همکاران (۱۷)، اولتراسوند توانست بهتر از رادیوگرافی های معمولی اجسام خارجی رادیولوسنت را در ناحیه ران مرغ شناسایی کند (حساسیت تشخیصی ۹۰ درصد در مقابل ۵ درصد). با توجه به تأثیر محل جایگذاری جسم خارجی چوبی در میزان شناسایی آن توسط روش های تصویربرداری مختلف، در بخش ‏۴-۱-۳ به بررسی و مقایسه این دو مطالعه پرداخته ایم.
در مطالعه ای که Lue و همکاران (۷۸) در سال ۲۰۰۰ انجام داده اند، از استخوان ماهی های مختلف که دارای رادیواپاسیته های متفاوت بودند، استفاده شد و توسط رادیوگرافی معمولی و CT تصویربرداری به عمل آمد. آنان به این نتیجه رسیدند که رادیوگرافی های معمولی در به نمایش در آوردن استخوان ماهی در بافت نرم ضعیف عمل می کنند و میزان رویت این اجسام خارجی به گونه ماهی (میزان رادیواپاسیته)، محل و راستای جایگذاری بستگی دارد. نتایجی که مطالعه ما نیز آن ها را تأیید می کند و بر تأثیر جنس و محل جایگذاری در شناسایی اجسام خارجی صحه می گذارد. Lue و همکاران، همچنین اشاره کردند که CT، مدالیته انتخابی برای تشخیص استخوان ماهی است. در مطالعه حاضر هم CBCT با دقت بیشتری نسبت به رادیوگرافی توانست اجسام خارجی با رادیواپاسیته های گوناگون را بشناسد.
محل جایگذاری جسم خارجی
یافته های حاصل از مطالعه ما نشان می دهد که حساسیت تشخیصی روش های تصویربرداری مورد استفاده در شناسایی اجسام خارجی واقع در ناحیه لب (۸/۶۹%) بیشتر از زوایه مندیبل (۶۳%)، و زاویه مندیبل بیشتر از سینوس ماگزیلا (۲/۴۳%) است. حساسیت تشخیصی CBCT در هر سه ناحیه بیشتر از رادیوگرافی دیجیتال در نمای لترال سفالومتریک بوده و آن هم بیشتر از نمای SMV بود.
ناکارآمدی نمای SMV در شناسایی اجسام واقع در سینوس ماگزیلا (حساسیت ۰ درصدی) سبب افت شدید حساسیت تشخیصی مجموع روش های تصویربرداری در این ناحیه شده است. برای تأیید این گفته نتایج حاصل از این نمای رادیوگرافی را حذف کرده و حساسیت تشخیصی را مجدداً محاسبه کردیم. پس از این اقدام، حساسیت تشخیصی دو روش تصویربرداری دیگر در ناحیه لب، زاویه مندیبل و سینوس ماگزیلا به ترتیب برابر است با ۳/۷۷%، ۴/۷۳% و ۸/۶۴%. همانطور که مشهود است، با حذف SMV تفاوت در حساسیت تشخیص اجسام کمتر می گردد.

خود کارآمدی

26-29

اضطراب

30-32

نیت رفتاری برای استفاده

( 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. )

33-35

7.3 روايي و پايايي پرسشنامه

قابليت اعتماد يا پايايي يکي از ويژگيهاي فني ابزار اندازه‌گيري است. مفهوم ياد شده به اين امر سر و کار دارد که ابزار اندازه‌گيري در شرايط يکسان تا چه اندازه نتايج يکساني به دست مي‌دهد. دامنة ضريب قابليت اعتماد از صفر (عدم ارتباط) تا 1+ (ارتباط کامل) است. ضريب قابليت اعتماد نشانگر آن است که تا چه اندازه ابزار اندازه‌گيري ويژگي‌هاي با ثبات آزمودني و يا ويژگيهاي متغير و موقتي وي را مي‌سنجد.
در اين تحقيق به منظور تعيين پايايي آزمون از روش آلفاي کرونباخ استفاده گرديده است. اين روش براي محاسبه هماهنگي دروني ابزار اندازه‌گيري که خصيصه‌هاي مختلف را اندازه‌گيري مي‌کند به کار مي‌رود.
براي محاسبه ضريب آلفاي کرونباخ ابتدا بايد واريانس نمره‌هاي هر زيرمجموعه سوال‌هاي پرسشنامه و ورايانس کل را محاسبه کرد. سپس با بهره گرفتن از فرمول زير مقدار ضريب آلفا را محاسبه مي‌کنيم.

که در آن :
تعداد زير مجموعه‌هاي سئوال‌هاي پرسشنامه يا آزمون = J
واريانس زير آزمون Jام Sj2 =
واريانس کل پرسشنامه يا آزمون S2 =
بنابراين به منظور اندازه‌گيري قابليت اعتماد، از روش آلفاي کرونباخ و با بهره گرفتن از نرم‌افزار19.0 Spss انجام می‌شود. در صورتی که میزان آلفا بیش از 0.7 باشد، تحقیق دارای قابلیت اعتماد مناسب است.

8.3 تعيين اعتبار (روايي) پرسشنامه

مفهوم اعتبار به اين پرسش پاسخ مي‌دهد که ابزار اندازه‌گيري تا چه حد خصيصه مورد نظر را مي‌سنجد بدون آگاهي از اعتبار ابزار اندازه‌گيري نمي‌توان به دقت داده‌هاي حاصل از آن اطمينان داشت.
براي تعيين اعتبار پرسشنامه روشهاي متعددي وجود دارد که يکي از اين روشها اعتبار محتوا مي‌باشد.
اعتبار محتوا نوعي اعتبار است که براي بررسي اجزاي تشکيل دهندة يک ابزار اندازه‌گيري به کار برده مي‌شود. اعتبار محتواي يک ابزار اندازه‌گيري به سوالهاي تشکيل دهندة آن بستگي دارد. اگر سوالهاي پرسشنامه معرف ويژگي‌ها و مهارتهاي ويژه‌اي باشد که محقق قصد اندازه‌گيري آنها را داشته باشد، آزمون داراي اعتبار محتوا است. براي اطمينان از اعتبار محتوا، بايد در موقع ساختن ابزار چنان عمل کرد که سوالهاي تشکيل دهندة ابزار اندازه‌گيري معرف قسمتهاي محتواي انتخاب شده باشد. بنابراين اعتبار محتوا، ويژگي ساختاري ابزار اندازه‌گيري است که همزمان با تدوين آزمون در آن تنيده مي‌شود. اعتبار محتواي يک آزمون معمولاً توسط افرادي متخصص در موضوع مورد مطالعه تعيين مي‌شود. اعتبار محتواي اين پرسشنامه توسط اساتيد راهنما و مشاور و چند کارشناس آگاه به موضوع مورد تأييد قرار گرفته است و از اعتبار لازم برخوردار مي‌باشد.
برای تعیین روایی ابزار تحقیق حاضر به نظر کارشناسی 10 تن از اساتید و دانشجويان دكتري مدیریت استناد شد و پس از از تصحیح آنان پرسشنامه تحقیق نهایی شد و توسط اعضای جامعه آماری تکمیل شد.

9.3 روش تجزيه و تحليل اطلاعات

ابتدا با بهره گرفتن از آمارتوصيفي شامل جداول توزيع فراواني، در صد فراواني، درصد فراواني تجمعي و ميانگين برای تحلیل آمار توصیفی استفاده شده است. هدف آمار توصيفي محاسبه پارامترهاي جامعه با بهره گرفتن از سرشماري تمامي عناصر جامعه است.
در آمار استنباطي پژوهشگر با استفاده مقادير نمونه آماره ها را محاسبه کرده و سپس با کمک تخمين و يا آزمون فرض آماري، آماره ها را به پارامترهاي جامعه تعميم مي دهد. براي تجزيه و تحليل داده‌ها و آزمون فرضيه هاي پژوهش با بهره گرفتن از نرم‌افزار SPSS و با بهره‌گیری از روش‌هاي آمار استنباطي و آزمون‌های T و ANOVA بهره گرفته شده است (آذر و همکار، 1386).

1.9.3 آزمون تک‌نمونه‌ای

به منظور بررسي مناسب یا نامناسب بودن وضعیت پارامترها یا عوامل از آزمون تک‌نمونه‌ای استفاده گرديده است. t-test تک نمونه اي آزمون مي کند که آيا ميانگين يک جامعه برابر مقدار مفروضي است يا نه؟ به عبارت ديگر در اين آزمون فرضيه هاي صفر و يک به صورت زير بدست مي آيد.
در عمل پژوهش هایی وجود دارند که در آنها انحراف استاندارد جامعه مورد مطالعه، ناشناخته است. در حقیقت چنانچه پژوهشگر میانگین و انحراف استاندارد را بداند، نیازی به انتخاب نمونه نیست. بنابر این، زمانی که انحراف استاندارد جامعه ناشناخته است، باید آن را به استفاده از انحراف استاندارد نمونه برآرود کرد و از طریق برآورد انحراف استاندارد جامعه، خطای استاندارد برآرود میانگین یعنی S میانگین، را محاسبه کرد.
بنابر این هنگامی که انحراف استاندارد جامعه معلوم باشد، می توان خطای استاندارد میانگین را برآورد کرد، و تی را به جای زی محاسبه کرد. فرمولی که بر اساس آن تی را محاسبه می کنیم به صورت زیر است:
در فرمول فوق، ایکس بار، میانگین متغیر مورد مطالعه در نمونه و µ، میانگین جامعه است که قصد آزمون فرضیه درباره پارامتر آن را داریم. می توان به جای S ایکس بار، مقدار معادل آن را قرار داد.
در این فرمول، S جذر واریانس است و به صورت زیر محاسبه می شود:
و n-1 در مخرج، نشان دهنده درجه آزادی است.
اهمیت این توزیع در این است که برای نمونه های کوچک ( حد اقل دو نفر) اطلاعاتی درباره جامعه به دست می دهد، از این رو به آن توزیع مربوط به نمونه کوچک می گویند.
آزمون تی یا تی استودنت یک آزمون فرضیه ی آماری است که در آن اگر فرضیه ی صفر درست باشد، آماره ی آزمونی دارای توزیع تی خواهد بود. بنابراین، اگر فرضیه ی صفر رد شود، این بدین معنی است که آماره ی آزمونی دارای توزیع تی نمی باشد و تفاوت معنی دار در این زمینه وجود دارد. پس، اگر پژوهشگر بخواهد این مساله را آزمون نماید که آیا میانگین یک جمعیت، دارای توزیع بهنجار (نرمال) مقدار مشخص شده در فرضیه ی صفر هست یا نه، و یا اینکه آیا میانگین های دو جمعیت دارای توزیع بهنجار(نرمال) با هم برابر هستند یا با هم فرق دارند از این آماره استفاده می کند.
‏آزمون تی یکی از روش های آماری پارامتری است که به منظور بررسی معنی دار بودن آماری تفاوت بین دو گروه مورد استفاده قرار می گیرد. پس، برای انجام آزمون تی می بایست پارامترهای حاکم بر آزمون های پارامتری برقرار باشد. 1) متغیرها می بایست دارای مقیاس پیوسته( فاصله ای یا نسبی) باشند، البته با کمی تعدیل می توان از این آزمون برای مقیاس شبه فاصله ای نیز استفاده کرد ٢ ‏) توزیع داده ما می بایست بهنجار یا نرمال باشد. نمونه گیری به صورت تصادفی انجام گیرد، معمولا این شرط برقرار خواهد بود3) برابری واریانس ها می بایست برقرار باشد. به سخن دیگر، مقدار تغییرپذیری در هر کدام از گروه مورد مقایسه می بایست برابر باشد. اگر اندازه ی نمونه به قدر کافی بزرگ باشد این فرض چندان مهم نیست و 4) بسته به فرضیه و نوع نمونه، نمونه ها ممکن است مستقل یا وابسته باشند، بنابراین، بسته به مستقل یا وابسته بودن گروه ها، می توان از دو نوع آزمون تی استفاده کرد (میرزایی، 1388):
١ ‏) آزمون تی مستقل
‏2) ازمون تی وابسته

2.9.3 آزمون فریدمن

هم‌چنين جهت رتبه‌بندي هر يک از عوامل جهت شناسايي نقاط قوت و ضعف مالیات‌ستانی الکترونیک از آزمون فريدمن استفاده گرديده است. در جدول خروجی این آزمون٬ چنان‌چه سطح معنی‌داری کم‌تر از مقدار خطا باشد٬ چنین استنباط می‌شود که حد‌اقل یک زوج از طبقه‌ها با هم اختلاف دارند. حال برای مشخص‌نمودن این‌که کدام‌یک از این زوج‌ها با هم متفاوتند٬ می‌باید از آزمون‌های ویژه موسوم به آزمون‌های پس از تجربه استفاده نمود به دلیل اهمیت مشخص‌نمودن تفاوت‌ها٬ تعداد این آزمون‌ها نسبتا زیادند و برای انتخاب آزمون صحیح٬ می‌باید به ادبیات پژوهش مراجعه نمود.
اين آزمون معادل روش پارامتريک آناليز واريانس دو عاملي است که در آن k تيمار به صورت تصادفي به n بلوک تخصيص داده شده اند.
آزمون فریدمن جهت اولویت بندی و رتبه بندی متغیر ها بر اساس بیشترین تاثیر بر متغیر وابسته می باشد. این آزمون برای طرح بلوکی کامل تصادفی شده است که به نام ابداع کننده آن میلتن فریدمن اقتصاددان معروف نامگذاری شده است در واقع آزمون فریدمن تعمیمی از آزمون علامت است یعنی برای 2 تیمار، آزمون فریدمن هم ارز آزمون علامت است. آزمون فریدمن براي مقايسه چند گروه از نظر ميانگين رتبه های آنهاست و معلوم مي‌كند كه آيا اين گروه ها مي‌توانند از يك جامعه باشند يا نه؟
مقياس در اين آزمون بايد حداقل رتبه اي باشد. اين آزمون متناظر غير پارامتري آزمون F است و معمولا در مقياس هاي رتبه اي به جاي F به كار مي‌رود و جانشين آن مي‌شود (چون در F بايد همگني واريانس ها وجود داشته باشد كه در مقياسهاي رتبه اي كمتر رعايت مي‌شود). همچنین آزمون فريدمن براي تجريه واريانس دو طرفه (براي داده هاي غير پارامتري) از طريق رتبه بندي به كار مي‌رود و نيز براي مقايسه ميانگين رتبه بندي گروه هاي مختلف. تعداد افراد در نمونه ها بايد يكسان باشند كه اين از معايب اين آزمون است. نمونه ها بايد همگي جور شده باشند. بعبارت دیگر از این آزمون برای آزمون کردن فرضیه هایی استفاده می شود که از یک فرد چندین اندازه گیری بدست آمده است. برای محاسبه آزمون فریدمن، در هر فرد مقادیر متغیرهای وابسته را مرتب می کنید و سپس متوسط رتبه ها را مقایسه می کنید. فرمول مورد استفاده به این صورت است:

• Bottcher, J., Drexl, A., Kolisch, R., Salewski, F. (1996). “Project Scheduling Under Partially Renewable Resource Constraints”. Technicl report 398 Manuscipte aus den Instituten fur Betriebswritschaftslehre der Universitat Kiel.

• Talbot, F.B (1982). “Resource-Constrined Project Scheduling with Time-Resource Tradeoffs: The Nonpreemptive Case”. Management Science, 38: pp. 1498-1509.

• Pritsker, A. B., Watters, L. J. and Wolfe, P. M., Multiproject scheduling with limited resources: A zero-one programming approach. Management Science, 1969, 16, 93-108.

• Patterson, J. H. and Roth, G., Scheduling a project under multiple resource constraints: A zero-oneprogramming approach. AIIE Transactions, 1976, 8, 449-456.

• Carruthers, J. A. and Battersby, A., Advances in critical path methods. Opertional Research Quarterly, 1966, 17, 359-380.

• Petrovic, R., Optimisation of resource allocation in project planning. Operations Research, 1986, 16, 559-586.

• Demeulemeester, E. and Herroelen, W., New benchmark results for the resource-constrained project scheduling problem. Management Science, 1997, 43, 1485-1492.

• Brucker, P., Schoo, A. nd Thiele, O., A branch-and-bound algorithm for the resource-constrained project scheduling problem. European Journal of Operational Research, 1998, to appear.

• Dorndorf, U., Pesch, E., Phan-Huy, T. A branch-and-bound algorithm for the resource-constrained project scheduling problem, Mathematical Methods of Operations Research 52(2000) 413-439.

• Sprecher, A. , Drexl, A. (1995). Semi-Active, Active and non-delay Schedules for the Resource Constrained Project Scheduling Poblem, European Journal of Operational Research 80, 94-102.

• Kolisch, R. (1996). Series and Parallel Resource Constrained Project Scheduling Method Revisited: Theory and Computation, European Jounal Of Operational Research 90,320-333.

• Lee, J.K. and Y.D. Kim (1996), Search Heuristics for Resource Constrained Project Scheduling, Jounal of the Operational Research Society, 47, 678-689.

• Kohlmorgen, U., H. Schmeck and K. Haase (1999), Experiences with Fine-Gained Parallel Genetic Algorithms, Annals of Opertions Reseach, 90, 203-219.

• S. Hartmann, A competitive genetic algorithm for resource-constrained poject scheduling, Naval Research Logistics 49 (2002) 433-448.

• J. Alcaraz, C. Maroto, A robust genetic algorithm for resource allocation in poject scheduling, Annals of Operations Research 102 (2001) 83-109.

• S. Hartmann, A self-adapting genetic algorithm for project scheduling under resource constraints, Naval Research Logistics 49 (2002) 433-448.

• Y.C. Toklu, Appliction of genetic algorithm to construction scheduling with o without resouce constraints, Candian Journal of Civil Engineeing 29 (2002) 421-429.

• K.S. Hindi, H. Yang, K. Fleszar, An evolutionary algorithm for resource-constrained project scheduling, IEEE Transaction on Evolutionary Computation 6 (2002) 512-518.

• J. Coelho, L. Tavares, Comparative analysis of metaheuicstics for the resource constrained project scheduling problem, Technical, report, Depertmant of Civil Engineering, Instituto Superior Tecnico, Portugal.

• J. Gonclves, J. Mendes, A random key based genetic algorithm for the resource-constained poject scheduling problem. Technical report, Depatamento de Engenharia Universidade do Porto, 2003.

• Goncalves JF, Beirao NC. Um algoritmo genetic baseado em chaves aleatorias para sequenciamento de operacoes. Revista Associacao Portuguesa Investigacao Opeacional 1999;19:123-37 (in Portuguese).

• Mendes. J.J.M, Goncalves. J.F, Resende. M.G.C. A random key based genetic algorithm for the resource constrained project scheduling problem. Computers and Operations Research 36 (2009) 92-109.

• P.R. Thomas, S. Salhi, A tabu search approach for the resource constrained project scheduling problem, Journal of Heuristics 4 (1998) 123-139.

• T. Baar, P. Brucker, S. Knust, Tabu-search algorithm and lower bounds for the resource-constrained project scheduling problem, in: S. Voss, S. Martello, I. Osman, C. Roucairolb (Eds), Meta-heuristics: Advances and Trends in Local Search Paradigms for optimization, Kluwer Academic Publishers, Dordrecht, 1998, pp. 1-8.

• R. Klein, Project scheduling with time-varying resource-constraints, International Journal of Production Research 38(16) (2000) 3937-3952.

• K. Nonobe, T. Ibaraki, Formulation and tabu search algorithm for the resource constrained project scheduling problem, in: C.C. Ribeiro, P. Hansen (Eds.), Essays and Surveys in Metaheuristics, Kluwer Academic Publishers, 2002, pp. 557-588.

• N. Pan, P. Wen Hsaio, K. Chen, A study of project scheduling optimization using Tabu Search algorithm, Engineering Applications of Artificial Intelligence 21 (2008) 1101-1112.

• P. Tormos, A. Lova, A competitive heuristics solution technique for resource-constrained project scheduling, Annals of Operations Research 102 (2001) 65-81.

• V. Valls, M.S. Quintailla, F. Ballestin, Resource-constrained project scheduling: A critical reordering heuristic, European Journal of Operational Research 149 (2003) 282-301.

• V. Valls, F. Ballestin, M.S. Quintanilla, Justification and RCPSP: A technique that pays, European Journal of Operational Research 165 (2005) 375-386.

• H. Zhang, X. Li, H. Li, F. Huang,”Particle swarm optimization-based schemes for resource-constrained project scheduling “, Automation in construction 14 (2005) 393-404.

• R.M. Chen, C,L, Wu, C.M. Wang, Sh.T. Lo, “Using novel particle swarn optimization scheme to solve resource-constrained scheduling problem in PSPLIB “, Expert Systems with Applications, Volume 37. Issue 3, 15 March, 2010, pp. 1899-1910.

• A. Ahmadi-Javid, P. Hooshangi-Tabrizi, An Anarchic Society Optimization Algorithm for a Flow-Shop Scheduling Problem with Multiple Transporters between Successive Machines, Proceedings of the 2012 International Conference Industrial Engineering and Operations Management Istanbul, Turkey, July 3-6, 2012.

• Pritsker A. A.B., Watters, L. J., Wolfe, P. M., (1969). Multi project Scheduling with Limited Resources: A Zero-one Programming Approach, Management Science, 16, 93-108

• Alvarez-Valdez, R. , Tamarit, J. M. , (1993). The Project Scheduling Polyhedron: Dimensions, Facts and Lifting Theorems European Jornal of Operational Research 67, 204-220

• Mingozzi A. , Maniezzo, V. , Ricciardelli, S., and Bianco, L. (1998), An Exact Algorithm for Resource Constrained Project Scheduling Problem based on a new mathematical Formulation, Management Science, 44, 715-729.

• J.Kennedy and R. Eberhart, “Particle swarn optimization”, Proceedings of the IEEE International Conference on Neural Networks (Perth, Australia) 1942-1948, 1995.

• Kolisch, R. and A. Sprecher (1996), PSPLIB - A project scheduling library, European Journal of Operational Research,Vol. 96, pp. 205–216.

• kolisch,R.,Sprecher,A.,Drexl,A,Charactrization and generation of a general class of resource-constrained project scheduling problems.Management science 41,pp.1693-1703.1995

[۴۳] Taguchi, G., 1986. Introduction to quality engineering. White Plains: Asian Productivity Organization/UNIPUB.
[۴۴] R. Kolisch und S. Hartmann (2006): Experimental Investigation of Heuristics for
Resource-Constrained Project Scheduling: An Update, European Journal of
Operational Research 174, 23-37, 2006.
پیوست ها

نتایج آزمایش الگوریتم ASO برای سری ۳۰ فعالیت

(( 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. ))

نام فایل

۲-۳-۶-۱۱- محاسبات آماری
کلیه داده های به دست آمده با بهره گرفتن از نرم افزار MSTATC تجزیه واریانس شد و مقایسهمیانگین ها با بهره گرفتن از آزمون چند دامنه دانکن در سطح احتمال۱% انجام گردید و برای رسم نمودارها از نرم افزار Microsoft Excel استفاده شد.
(( 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. ))

فصل سوم
نتایج بحث
۳-۱- ارتفاع بوته
اثرسطوح تیمار های کودی بر ارتفاع بوته در سطح احتمال یک درصد معنی دار بود (جدول ۳-۱). بیشترین ارتفاع بوته در تیمار تلقیح با نیتروکسین+بیوسولفور+فسفاته بارور به میزان ۲۸/۸۶ سانتی متر مشاهده شدو کوتاه ترین بوته ها مربوط به تیمار شاهد به میزان۸۸/۶۲ سانتی متر بود،اما در مقایسه با تیمار کود شیمیایی اختلاف معنی داری مشاهده نگردید (جدول ۳-۲). در خصوص اثر کود های زیستی بر افزایش ارتفاع بوته باید اظهار داشت که این امر احتمالا ناشی از افزایش جذب عناصر غذایی به ویژه فسفر و نیتروژن و تاثیرآنها به بهبود فتوسنتز و رشد بوته اسپرس است، که با نتایج عبدالعزیز و همکاران (۲۰۰۷)در گیاه رزماری و ال قادبن و همکاران (۲۰۰۲) در گیاه مرزنجوش مطابقت دارد. کوچکی و همکاران (۱۳۸۷) طی تحقیقی روی گیاه زوفا نشان دادند که کاربرد کود های زیستی بر ارتفاع بوته تاثیری ندارد .گادر و همکاران (۲۰۰۲)در مطالعه روی گندم گزارش کردند که افزایش ارتفاع بوته به دنبال تلقیح با ازتو باکتر،از تثبیت نیتروژن،توسعه سیستم ریشه ای،تولید هورمون های رشدی گیاهو بهبود وضعیت آبی گیاه ناشی می شود که این نتایج با نتایج باتلمی و همکاران(۲۰۰۷) که افزایش ارتفاع در گیاه پیاز را گزارش کردند نیز مطابقت دارد.
نمودار۳-۱
۳-۲- تعداد برگ در بوته
کاربرد کود های مختلف زیستی و شیمیایی اثر یکسانی روی تعداد برگ گیاه دارویی اسپرس نداشت و بین تیمار ها در سطح احتمال ۱ درصد اختلاف معنی داری مشاهده نگردید. بیشترین تعداد برگ به تیمار کود شیمیایی NPK به تعداد ۶/۹۳ برگ مربوط می شود که با تیمار نیتروکسین اختلاف معنی داری نداشت .کمترین تعداد برگ نیز به تیمار شاهد (عدم مصرف کود) به تعداد ۵۷/۸۶ برگ مربوط بود. از طرفی مقایسه کلی بین تیمار کود شیمیایی با کود زیستی اختلاف معنی داری وجود دارد.
برگ به عنوان اصلی ترین اندام گیاه جهت انجام عمل فتوسنتز و تولید آسیمیلات از اهمیت خاصی برخوردار است. با افزایش تعداد برگ و سطح برگ،گیاه می تواند به حد کافی از نور در ساخت و ساز مواد غذایی بهره گیرد. تاثیر نیتروژن به عنوان محرک رشد رویشی در افزایش تعداد شاخه و برگ،توسط نیاکان و همکاران(۱۳۸۳) در تحقیقی روی گیاه نعناع نشان داده شده است بنابراین برتری تیمار کود شیمیایی می تواند به دلیل اثرات مثبت نیتروژن روی رشد رویشی باشد. برتری کاربرد نیتروکسین نسبت به سایر تیمارها را می توان به اثرات مثبت باکتری های موجود در آن (آزتوباکتر-آزوسپریلیوم) نسبت دادکه علاوه بر تامین کافی نیتروژن،از طریق سنتز و ترشح مواد محرک رشد موجبات رشد و توسعه گیاه را فراهم می آورند( تیلاک و همکاران۲۰۰۵). امیدی و همکاران(۱۳۸۸) مشاهده کردند که تعداد برگ در زعفران به طور معنی داری تحت تاثیر تیمار های کودی قرار گرفت،به طوری که بیشترین تعداد برگ مربوط به کاربرد کود زیستی نیتروکسین بود.
۳-۳- تعداد انشعاب ساقه در بوته
نتایج تجزیه واریانس داده ها نشان داد که بین تیمار های کودی در سطح احتمال ۵ درصد اختلاف معنی داری وجود داشت. بیشترین تعداد انشعابات ساقه به تیمار نیتروکسین+فسفات بارور+بیوسولفور با تعداد ۹/۷ انشعاب مربوط بود که با تیمارهای(نیتروکسین+بیوسولفور)، (نیتروکیسن+فسفات بارور)، (تلقیح با بیوسولفور)، (تلقیح با نیتروکسین) و کود شیمیایی اختلاف معنی داری نشان نداد ولی با سایر تیمار های کودی اختلاف معنی داری داشت. کمترین تعداد انشعابات ساقه نیز در تیمار شاهد به تعداد ۸۵/۵ انشعاب مشاهده گردید.
شاخه های منشعب از ساقه اصلی چون منتهی به سرشاخه گلدار می شوند، به عنوان اجزای عملکرد تاثیر زیادی در افزایش عملکرد می گذارند. افزایش انشعابات ساقه می تواند ناشی از افزایش در ارتفاع و رشد رویشی زیاد گیاه باشد که حاصل بهبود جذب عناصر غذایی فسفر،گوگردو به ویژه نیتروژن است. نیتروژن در بخشی از ترکیبات پروتئینی،تمام آنزیمها،ترکیبات حدفاصل متابولیسمی،ترکیبات موثر در انتقال انرژی و در ساختمان دی اکسی ریبونوکلئیک اسید که انتقال خواص ارثی را بر عهده دارد،موجود است. همچنین حضور نیتروژن در ساختمان کلروفیل،تاثیر مستقیم بر رشد رویشی داردتا(سالار دینی۱۳۷۴). این نتیجه با نتایج اوجاقلو(۱۳۸۶) روی گلرنگ،عبدالعزیز و همکاران(۲۰۰۷) روی رزماری و شالان(۲۰۰۵) روی گیاه گل گاوزبان مطابقت دارد.
۳-۴- قطر ساقه
به طوری در نتایج تجزیه واریانس داده ها مشاهده می شود تیمار های کودی اثر معنی داری در سطح احتمال ۱ درصد روی قطر ساقه داشتند.نتایج حاکی از آن است که بیشترین قطر ساقه در تیمار کود شیمیایی۸/۷ میلی متر به دست آمد که با تیمار های کود زیستی نیتروکسین، بیوسولفور+ فسفات بارور و نیتروکسین+بیوسولفور+فسفات بارور اختلاف معنی داری نشان نداد و کمترین قطر ساقه نیز به تیمار شاهد ۳/۳ میلی متر مربوط بود که با سایر تیمارها اختلاف کاملا معنی داری داشت. در توجیه این نتایج می توان اظهار داشت که تامین عناصر غذایی مورد نیاز برای رشد گیاه باعث افزایش قطر ساقه گردیده است. باکتری های موجود در کود های زیستی نیز تاثیر مثبتی بر رشد گیاه داشته و باعث افزایش قطر ساقه می شوند. این امر می تواند علاوه بر تامین نیاز غذایی گیاه توسط این باکتری ها، ناشی از ترشح ترکیبات تحریک کننده رشد و هورمون های رشد باشد که توسط این باکتری ها تولید شده و رشد گیاه را تحت تاثیر قرار می دهند. این نتایج با نتایج کوچکی و همکاران(۱۳۸۷) روی زوفا، با نتایج کادر و همکاران(۲۰۰۲) روی گندم و آسیوتی وسدرا(۲۰۰۵) روی اسفناج مطابقت دارد.
۳-۵-عملکرد ماده خشک
نتایج بدست آمده از تجزیه واریانس داده ها نشان داد که تاثیر تیمار های کودی بر عملکرد ماده خشک اسپرس در سطح احتمال ۱ درصد معنی دار شده است. به طوری که در مقایسه میانگین داده ها مشاهده می گردد،تیمار شاهد با میانگین ۹۱/۷۲۱کیلوگرم در هکتار،کمترین و تیمارتلقیح با نیتروکسین(N)با میانگین ۳۴/۸۵۰کیلوگرم در هکتار،بیشترین عملکرد ماده خشک را داشتند.بین تیمارتلقیح با نیتروکسین(n ) و تیمار کود شیمیایی نیز اختلاف معنی داری مشاهده نگردید.این افزایش در عملکرد ماده خشک برگ،میتواند در ارتباط با افزایش سطح برگ،تعداد برگ ها و همچنین افزایش میزان فتوسنتز،ناشی از تاثیر عمده نیتروژن در تیمار های کودی باشد.در حقیقت عملکرد ماده خشک برگ به عنوان بخشی از عملکرد بیولوژیک به تامین مقادیر کافی عناصر غذایی مورد نیاز گیاه وابسته است وتامین مقادیر کافی نیتروژن (که حضور آن برای گیاه ضروری است)در کنار سایر عناصر باعث افزایش و بهبود رشد رویشی گیاه می گردد.
۳-۶- عملکرد بیولوژیک
تجزیه واریانس داده ها حاکی از آن است که تیمار های کودی اثر معنی داری در سطح احتمال ۱ درصد بر عملکرد بیولوژیک داشتند. به طوری که در جدول نیز مشاهده می گردید تیمار کودشیمیایی با میانگین۶۶/۴ تن در هکتار بیشترین و تیمار شاهد با میانگین ۲۴/۳تن در هکتار کمترین عملکرد بیولوژیک را دارا بودند. بین تیمار تلقیح با نیتروکسین و تیمار کود شیمیایی اختلاف معنی داری وجود نداشت. همچنین تیمارهای(نیتروکسین+بیوسولفور)، (نیتروکیسن+فسفات بارور)، (تلقیح با بیوسولفور)،با تیمارتلقیح با نیتروکسین اختلاف معنی داری نشان ندادند. عملکرد بیولوژیک، بیانگر بیوماس کل اندام گیاه(کل وزن خشک)می باشدکه جذب موثر عناصر غذایی در افزایش آن موثر است. با توجه به اینکه نیتروژن در ساختمان پروتئین، اسید های نوکلئیک، کلروفیل، آنزیم ها و اکثر ویتامین ها وجود دارد ودرواقع گلوگاه رشد گیاه می باشد، بنابراین وجود میزان کافی آن برای گیاه، تامین کننده رشد گیاه خواهد بود. در تیمار تلقیح با نیتروکسین تلقیح با باکتری های تثبیت کننده نیتروژن باعث افزایش رشد پیکره رویشی و بیوماس و در نتیجه افزایش عملکرد بیولوژیکی شده است(خلیلیان اکرامی،۱۳۸۵).
با افزایش عناصر غذایی به خاک معمولا تعداد مقصد های فیزیولوژیکی برای ماده خشک افزایش می یابد(اوجاقلو،۱۳۸۶). در سایر تیمارهای برخوردار از نیتروژن نیز این امر صادق است.تیمار شاهد به دلیل کمبود عناصر غذایی اصلی ( N,P )، از رشد و توسعه کمتری برخوردار بوده است. اسیوتی و سدرا(۲۰۰۵) در گیاه اسفناج نشان دادند که تیمار ازتوباکتر + فسفورین به واسطه تثبیت بیولوژیکی نیتروژن، حلالیت فسفات غیر متحرک و تولید هورمون های گیاهی که جدب عناصر غذایی و فرایند های فتوسنتزی را تحت تاثیر قرار می دهد،باعث افزایش رشد و عملکرد می شود(آسیوتی وسدرا،۲۰۰۵). در واقع افزایش جذب آب و مواد غذایی باعث افزایش فتوسنتز شده و این امر باعث تولید فرآورده های فتوسنتزی بیشتر و بهبود عملکرد بیولوژیک گردیده است(قریب و همکاران،۲۰۰۸).
۳-۷- وزن هزار دانه
به طوری که از نتایج حاصله از تجزیه واریانس داده ها مشاهده می گردد بین تیمارهای مورد مطالعه در سطح احتمال ۱ درصد اختلاف معنی داری از لحاظ وزن هزار دانه وجود داشت. مقایسه میانگین ها نشان می دهد که بیشترین میزان وزن هزار دانه به تیمار نیتروکسین+بیوسولفور به مقدار ۱/۲۷ گرم و کمترین میزان آن به تیمار شاهد به مقدار ۲۴/۲۰ گرم مربوط می شود.بین تیمار نیتروکسین+بیوسولفور وتلقیح با نیتروکسین اختلاف معنی داری وجود نداشت. از طرفی در مقایسه بین تیمار کود شیمیایی و کود زیستی نیز اختلاف معنی داری مشاهده نگردید
بهبود فتوسنتز به وسیله این باکتری ها ضمن افزایش وزن خشک، وزن هزار دانه و در نتیجه عملکرد دانه می شود. در واقع بهبود تغذیه گیاه باعث شده که در مرحله پر شدن دانه ها شیره پرورده کافی به دانه ها منتقل شود(صالح راستین،۱۳۸۴).با توجه به اینکه وجود گوگرد از طریق شرکت در ساختمان اسید های آمینه متیونین و سیستئین برای ساختن پروتئین و آنزیم الزامی است، بنابر این در عملکرد و کیفیت محصولات بسیار تاثیر گذار می باشد. باکتری های تیوباسیلیوس با اکسیداسیون گوگرد، اسید سولفوریک تولید می کنند. این اسید با عناصر غذایی تثبیت شده در خاک واکنش نشان داده و باعث افزایش قابلیت جذب آنها برای گیاه می شود،که در نهایت افزایش عملکرد را به دنبال خواهد داشت(بشارتی و همکاران،۱۳۷۹).گادر و همکاران(۲۰۰۲) در گندم و آسوتی(۲۰۰۵) در اسفناج افزایش وزن هزار دانه را ناشی از تاثیر باکتری ازتوباکتر بر تثبیت ازت اتمسفری و باکتری آزوسپریلیوم بر توسعه بهتر سیستم ریشه ای و جذب بهتر عناصر غذایی به ویژه نیتروژن، بیان کردند.
۳-۸- عملکرد دانه
نتایج تجزیه واریانس داده ها نشان می دهد که تاثیر تیمار های اعمال شده بر عملکرد دانه در سطح احتمال ۱ درصد معنی دار است. مقایسه داده ها حاکی از آن است که بین تیمارهای مورد بررسی، تیمار کود شیمیایی با ۳/۳۳۳۹ کیلوگرم در هکتار بیشترین و تیمار شاهد با تولید ۷/۱۴۵۰ کیلوگرم در هکتار کمترین عملکرد دانه را داشتند. بین تیمار کود شیمیایی با تیمار کود زیستی نیتروکسین اختلاف معنی داری وجود نداشت. با توجه به اینکه عملکرد دانه برآیندی از صفات مختلف گیاهی مثل تعداد انشعابات ساقه و تعداد سرشاخه گلدار و وزن هزار دانه است و از طرفی میزان کلروفیل نیز از طریق تاثیر بر مقدار فتوسنتز می تواند بر قدرت تولید گیاه در بخش زایشی موثر باشد، بنابراین باکتری های تثبیت کننده نیتروژن از طریق افزایش این صفات، باعث افزایش عملکرد دانه نسبت به تیمار شاهد(عدم تلقیح) شده اند.
برای حصولعملکرد دانه بالا باید رشد رویشی با رشد زایشی در گیاه، متعادل و دانه ها مراحل رشدی خود را به طور کامل به پایان رسانده و بزرگ شوند. این تعادل زمانی برقرار می شود که بین عناصر لازم برای رشد رویشی (نیتروژن)، با عناصر لازم برای رشد زایشی(فسفر) تعادل برقرار باشد(باشان و همکاران، ۱۹۹۲). باکتری های موجود در کود های زیستی به کار گرفته شده در این آزمایش از طریق تامین عناصر معدنی نظیر فسفر، گوگرد، آهن، مس و روی و به ویژهنیتروژن برای گیاه، باعث افزایش اجزای عملکرد و در نتیجه عملکرد دانه می شوند(خلیلیان اکرامی، ۱۳۸۵ ). این نتیجه با نتایج کادر و همکاران(۲۰۰۰) روی گندم و آسیوتی وسدرا(۲۰۰۵) روی اسفناج مطابقت دارد. همچنین اسمار و همکاران(۲۰۰۴) بیان کردند که افزایش عملکرد دانه در گندم و جو به دنبال کاربرد آزوسپریلیو تنها ناشی از توانایی این باکتری ها در تثبیت نیتروژن اتمسفری نیست، بلکه این باکتری ها قادر به تولید مواد تحریک کننده رشد گیاهی نیز می باشند. این هورمون های گیاهی باعث توسعه رشد ریشه گیاه و در نتیجه میزان جذب آب و مواد غذایی را افزایش می دهند.
۳-۹- عملکرد علوفه تر
با توجه به نتایج تجزیه واریانس داده ها بین تیمارهای مورد مطالعه در سطح احتمال ۱ درصد اختلاف معنی داری از لحاظ عملکرد علوفه تر وجود داشت. مقایسه میانگین ها نشان می دهد که بیشترین عملکرد علوفه تر به میزان۸/۱۶ تن در هکتار در تیمار مصرف کود شیمیایی و کمترین مقدار ۹/۱۱ مربوط به تیمار شاهد بود. بین تیمار کود شیمیایی و کاربرد کود نیتروژنه اختلاف معنی داری مشاهده نگردید اما بین سایر تیمار های آزمایش یعنی کاربرد کود زیستی و کود شیمیایی اختلاف معنی داری مشاهده گردید. با توجه به اینکه نیتروژن در ساختمان پروتئین، اسید های نوکلئیک،کلروفیل، آنزیم ها و اکثر ویتامین ها وجود دارد ودرواقع گلوگاه رشد گیاه می باشد، بنابراین وجود میزان کافی آن برای گیاه، تامین کننده رشد گیاه خواهد بود. در تیمار تلقیح با نیتروکسین تلقیح با باکتری های تثبیت کننده نیتروژن باعث افزایش رشد پیکره رویشی و بیوماس و در نتیجه افزایش عملکرد علوفه شده است(خلیلیان اکرامی،۱۳۸۵). این نتایج با نتایج کادر و همکاران(۲۰۰۰) روی گندم و آسیوتی وسدرا(۲۰۰۵) روی اسفناج مطابقت دارد.
۳-۱۰- عملکرد علوفه خشک
تجزیه واریانس داده ها حاکی از آن است که تیمار های کودی اثر معنی داری در سطح احتمال ۱ درصد بر عملکرد علوفه خشک داشتند. به طوری که در جدول نیز مشاهده می گردد تیمار کود شیمیایی با ۷۲/۴ تن در هکتار علوفه خشک بیشترین و تیمار شاهد با میزان ۰۳/۳ تن در هکتار کمترین میزان عملکرد را داشتند. بین تیمار کود شیمیایی با تیمار کود زیستی نیتروکسین اختلاف معنی داری وجود نداشت. اگرچه عملکرد علوفه خشک بهترین معیار برای سنجش در آزمایشهای گیاهان علوفه ای است، اما با این حال عملکرد تر به منظور محاسبه درصد ماده خشک ضروری است. به طور کلی درصد ماده خشک تحت تاثیر عوامل ژنتیکی و محیطی قرار دارد . از مهمترین عوامل ژنتیکی هم بستگی با ژن های کنترل کننده پنجه زنی، شاخه دهی و ارتفاع بوته و از مهمترین عوامل محیطی زمان برداشت را می توان نام برد(بشارتی و همکاران،۱۳۷۹ ). گرچه برداشت در مرحله ۵۰ درصد گل دهی صورت گرفته لیکن به دلیل خنکی هوا، فرصت بیشتری برای تجمع ماده خشک وجود داشت.این نتایج با گزارشات (بشارتی و همکاران،۱۳۷۹).گادر و همکاران(۲۰۰۲)درگندم و آسوتی(۲۰۰۵) در اسفناج مطابقت دارد اما با نتایج اوجاقلو(۱۳۸۶) روی گلرنگ مطابقت نداشت.
۳-۱۱- درصد پروتئین خام
نتایج تجزیه واریانس داده ها نشان داد که بین تیمار های کودی در سطح احتمال ۵ درصد اختلاف معنی داری وجود دارد. بیشترین درصد پروتئین خام به تیمار بیوسولفور به میزان۱۴/۲۷ درصد مربوط بود که با تیمار (بیوسولفور+ فسفات بارور)، اختلاف معنی داری نشان نداد ولی با سایر تیمار های کودی اختلاف معنی داری نداشت. ولی با سایر تیمار های مورد مطالعه خصوصا تیمار کود شیمیایی اختلاف معنی داری مشاهده گردید.کمترین درصد پروتئین خام نیز در تیمار شاهد به مقدار۲/۳۲درصد مشاهده گردید. در مقایسه تیمار کود شیمیایی با کود زیستی نیز اختلاف معنی داری بین این دو تیمار مشاهده گردید.به طور کلی با افزایش عملکرد ماده خشک، میزان پروتئین خام کاهش می یابد، به طوری که رابطه معکوسی بین این دو وجود دارد. رابطه معکوس عملکرد علوفه و درصد پروتئین توسط پژوهشگران دیگر از جمله خلیلیان اکرامی(۱۳۸۵)، قریب و همکاران(۲۰۰۸) نیز گزارش شده است. همچنین تاخیر در برداشت به عنوان مهم ترین عامل محیطی در افزایش این رابطه معکوس شناخته شده است (باشان و همکاران، ۱۹۹۲) در مقایسه کیفی یونجه، اسپرس و شبدر درصد پروتئین اسپرس را بالاتر و کیفیت پروتئین(اسید های آمینه) آن را در حد یونجه و بالاتر از شبدر گزارش نمودند.
۳-۱۲- نتیجه گیری وبحث
۱-بیشترین ارتفاع بوته ،تعداد انشعابات ساقه که از نظر افزایش پیکر رویشی و عملکرد علوفه مورد اهمیت می باشد به تیمار کودی نیتروکسین+بیوسولفور+فسفاته بارور ۲ مربوط بود که اختلاف معنی داری با کاربرد کود نیتروکسین(به تنهایی) نداشت
۲- بیشترین میزان تعداد برگ، عملکرد ماده خشک و عملکرد بیولوژیگ در نتیجه کاربرد کو شیمیایی(NPK ) به دست آمد که در عین حال اختلاف معنی داری با کود زیستی نیتروکسین و نیتروکسین+بیوسولفور+فسفاته بارور ۲ نداشت.
۳-به طور کلی علت برخی اختلافات قابل مشاهده را می توان ناشی از اختلاف در میزان و جذب عناصر غذایی و همچنین متابولیسم و مسیر بیوسنتزی این ترکیبات در گیاه دانست. با توجه به اینکه کود شیمیایی و کود زیستی خصوصا نیتروکسین بیشترین مقادیر را در صفات به خود اختصاص داده بودند می توان نتیجه گرفت این دو تیمار بهترین تیمار ها برای حصول بهترین کیفیت باشند واز این رو با کاربرد کود ای زیستی امکان جایگزینی مناسب با کود های شیمیایی فراهم می باشد.
جدول ۳-۱- تجزیه واریانس صفات مورد مطالعه

S_2-f

۳.۴۴

۴۸۷.۰۸

۵۰-۷۵

S_2-fs

۳.۴۴

۴۸۶.۸۳

۵۰-۷۵

S_2-nf

۲.۶۰

۳۶۸.۱۷

۲۵-۵۰

S_3-sf

۱۰۰

۱۴۱۷۲

۴-۲-۴-۳ مقایسه روش های استوری، ریشه دوم و کالوگیرو در تعیین تناسب اراضی برای کشت پنبه در دشت ایذه

( 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. )

اراضی مورد مطالعه از نظر درجه تناسب کیفی اراضی به روش استوری، برای کشت پنبه در زیر کلاس های S_3-f، S_3-s، N_1-f، N_1-n و N_2-sf قرار دارند. در زیر کلاس S_3-f مهم ترین عامل محدود کننده درصد آهک می باشد. در زیر کلاس S_3-s مهم ترین عامل محدود کننده عمق خاک می باشد. در زیر کلاس N_1-f مهم ترین عامل محدود کننده درصد آهک می باشد. در زیر کلاس N_1-n مهم ترین عامل محدود کننده ESP می باشد. در زیر کلاس N_2-sf مهم ترین عوامل محدود کننده به ترتیب عمق خاک، درصد آهک می باشد.
اراضی مورد مطالعه از نظر درجه تناسب کیفی اراضی به روش ریشه دوم، برای پنبه در زیر کلاس های S_2-f، S_3-f، S_3-s، N_1-f، N_1-n و N_2-sf قرار دارند. در زیر کلاس S_2-f و S_3-f، مهم ترین عامل محدود کننده درصد آهک می باشد. در زیر کلاس S_3-s مهم ترین عامل محدود کننده عمق خاک می باشد. در زیر کلاس N_1-f مهم ترین عامل محدود کننده درصد آهک می باشد. در زیر کلاس N_1-n مهم ترین عامل محدود کننده ESP می باشد. در زیر کلاس N_2-sf مهم ترین عوامل محدود کننده به ترتیب عمق خاک، درصد آهک می باشد.
اراضی مورد مطالعه از نظر درجه تناسب کیفی اراضی به روش کالوگیرو، برای کشت پنبه در زیر کلاس های S_1-f، S_2-f، S_2-n، S_2-s و S_2-sf قرار دارند. در زیر کلاس S_1-f مهم ترین عامل محدود کننده درصد آهک می باشد. در زیر کلاس S_2-f مهم ترین عامل محدود کننده درصد آهک می باشد. در زیر کلاس S_2-n مهم ترین عامل محدود کننده ESP می باشد. در زیر کلاس S_2-s مهم ترین عامل محدود کننده عمق خاک می باشد. در زیر کلاس S_2-sf مهم ترین عوامل محدود کننده به ترتیب عمق خاک، درصد آهک می باشد.
نتایج بدست آمده شاخص سرزمین به تفکیک سری های خاک در منطقه مورد مطالعه نشان داد که دامنه تغییرات درجه تناسب سرزمین برای محصول پنبه آبی در دشت ایذه به روش استوری از ۱ تا ۳۰ معادل با کلاس نامناسب همیشگی (N₂) تا تناسب کم(S₃) می باشد (شکل۴-۱۱). دامنه تغییرات مزبور در روش ریشه دوم از ۳ تا ۳۹ به عبارتی از کلاس نامناسب همیشگی(N₂) تا تناسب کم(S₃) می باشد(شکل۴-۱۲). در روش کالوگیرو دامنه تغییرات شاخص سرزمین از ۴۹ تا ۸۱ یعنی از کلاس تناسب کم (S₃) تا کلاس مناسب (S₁) گزارش می شود(شکل۴-۱۳).
نتایج درجه تناسب سرزمین در هر سه روش استوری ، ریشه دوم و کالوگیرو در جداول شماره ۴-۱۵، ۴-۱۶، ۴-۱۷ و ۴-۱۸ ارائه شده است. بر این اساس در روش استوری ۵۲/۳۷ درصد و در روش ریشه دوم ۵۲/۱۱ درصد برای کشت پنبه آبی در دشت ایذه دارای تناسب N₂ است. کلاس تناسب S₁ فقط در روش کالوگیرو طبقه بندی شده و ۹۹/۳۵ درصد از اراضی دشت مذکور در این کلاس قرار گرفته اند. در روش های استوری و ریشه دوم به ترتیب ۰۳/۳۵ و ۲۵/۳۰ اراضی در کلاس نامناسب کنونی قرار گرفته است. ۴۵/۲۷ و ۴۲/۵۸ و ۶/۲ درصد سهم کلاس S₃ در روش های استوری، ریشه دوم و کالوگیرو می باشد. روش کالوگیرو ۴۱/۶۱ درصد از اراضی دشت ایذه را در کلاس نسبتا مناسب قرار می دهد.
در ارزیابی پارامتریک دشت ایذه برای کشت پنبه محدودیت عمده ناشی از فاکتورهای درصد آهک، Ph و CEC بوده است (ملکیان و جعفرزاده ۱۳۸۸، سرمدیان و همکاران ۱۳۸۲، محنت کش ۱۳۷۸، دادگر و همکاران ۱۳۸۸). دشت ایذه از لحاظ کشت پنبه مساعد است ولی به دلیل اینکه این گیاه یک گیاه تابستانه می باشد و سیکل رشد آن با تاریخ کاشت گیاه پاییزه گندم تلاقی دارد امکان دارد مردم از کشت و کار آن مبادرت ورزند. این تحقیق نشان داد سری خاک پرچستان و خنگ اژدر که در شمال دشت ایذه و در دامنه کوه قرار دارند به دلیل محدودیت عمق خاک سطح کلاس تناسب اراضی پایینی در هر سه روش خود گرفنه اند (محنت کش ۱۳۷۸، حاتمی و همکاران۱۳۸۷، شاکری و همکاران ۱۳۸۶). پروفیل شماره ۱۲ در شمال غربی دشت ایذه در اثر محدودیت درصد سدیم تبادلی PSE در تمامی سه روش پارامتریک کلاس تناسب اراضی پایینی به واحد مربوطه اختصاص داده اند و آن واحد اراضی را در تحت کلاس n جای داده اند (کمالی ۱۳۸۲). پارامتر اقلیمی محاسبه شده در هر سه روش استوری ، ریشه دوم و کالوگیرو در کلاس تناسب S₁ برای دشت ایذه طبقه بندی شده است. فاکتور pH در پروفیل های ۱۷،۱۶،۱۵ محدودیت ایجاد کرده و سبب شده است تا این اراضی شاخص سرزمین پایینی داشته باشند. CEC یکی دیگر از پارامترهای خاک می باشد که سبب محدودیت و قرار گرفتن اراضی منطقه در تحت کلاس f شده است محدودیت این پارامتر در پروفیل های ۳ و ۱۴ بیشتر از بقیه بوده است.
۴-۲-۵ سورگوم
۴-۲-۵-۱ تعیین و محاسبه شاخص و درجه اقلیمی سورگوم

• میانگین دما در چرخه رشد: ℃۲۶.۶۴

شاخص محاسبه شده میانگین دما در چرخه رشد ۹۴

• میانگین ماگزیمم دما در چرخه رشد: ℃۳۵.۱۳

شاخص محاسبه شده ماگزیمم دما در چرخه رشد ۸۳

• میانگین مینیمم دما در چرخه رشد: ℃۱۸.۱۲

شاخص محاسبه شده مینیمم دما در چرخه رشد ۱۰۰

• رطوبت نسبی در چرخه رشد: ۲۹.۴%