جهت محاسبه TSاز رابطه (۳-۲) استفاده شد.
که در آن L_r طول جاده، W_r عرض جاده، GE_rمیزان فرسایش زمین­ شناسی، S_fفاکتور مربوط به سطح جاده، T_fفاکتور ترافیک، G_fفاکتور شیب، P_fفاکتور بارندگی و D_fفاکتور تحویل رسوب می­باشد.
رابطه (۳-۲) TS= L_rW_rGE_rS_fT_fG_fP_fD_f
در ذیل هر یک از این فاکتورها به تفکیک معرفی شده و مقادیر مربوط به آنها بر اساس نتایج مطالعات قبلی ارائه می­گردد.
میزان فرسایش زمین­ شناسی (GE_r): میزان تولید رسوب در جاده­های جنگلی وابستگی زیادی به وضعیت زمین­ شناسی و خاک­شناسی منطقه دارد. میزان تولید رسوب با توجه به وضعیت زمین­ شناسی از جدول (۳-۱) استخراج شد (حسینی و همکاران، ۱۳۹۱). وضعیت زمین­ شناسی و خاکشناسی از نقشه­های پایهزمین­شناسی، وخاکشناسی منطقه با مقیاس ۱:۲۵۰۰۰ در محیط GIS بدست آمد.تمامی قسمت­ های منطقه مورد مطالعه از سازندهای با رسوبات نرم مربوط به دوران سوم زمین شناسی تشکیل شده ­اند. از اینرو مقدار فاکتور فرسایش زمین شناسی (GE_r)برای تمامی بخش­های جاده مورد مطالعه، ۷۴ تن در هکتار در سال یا به عبارتی معادل ۰۰۷۴/۰ تن در متر مربع بدست آمد.

( 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. )

جدول ۳-۲- میزان فرسایش با توجه به وضعیت زمین­ شناسی و سنگ­شناسی (تن در هکتار در سال).
فاکتور مربوط به سطح جاده (S_f):کیفیت مواد استفاده شده در روسازی که در جدول (۳-۳) اشاره شده تأثیر مستقیمی در میزان رسوب­دهی سطح جاده­های جنگلی دارد .
جدول۳-۳- مقادیر فاکتور مربوط به سطح جاده برای جاده­ای مختلف.

عامل ترافیک (T_f): میزان رسوب­دهی سطح جاده­های جنگلی به نوع کاربری جاده بستگی دارد و از جدول (۳-۴) استفاده شد (حسینی و همکاران، ۱۳۹۱). طول جاده موجود در منطقه ۲۴۷۱ متر بوده و تمامی جاده­های جنگلی منطقه مورد مطالعه از نوع جاده­های درجه ۲ و شن ریزی شده هستند. از این‌رو فاکتور ترافیک T_f برای کل جاده­ها برابر با ۲ قرار داده شد.مشخصات سطح جاده، وضعیت ترافیکی و بارندگی منطقه از کتابچه طرح جنگلداری دارابکلا استخراج ­گردید.
جدول۳-۴- میزان عامل ترافیک برای جاده­های مختلف.

در مورد متغیر علاقه مندی به رشته تحصیلی(جدول شماره۱۳)، در همین راستا، مطالعه رودباری و همکاران با عنوان بررسی پیشرفت تحصیلی دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی زاهدان و عوامل مرتبط با آن که بر روی ۳۸۰ دانشجو انجام شد، نشان داد که بین دورس مردودی در دانشگاه و علاقه به رشته تحصیلی ارتباط معنی داری وجود دارد(P<0.000) بطوریکه، ۵۰ درصد از افرادی که به رشته تحصیلی خود علاقه مند نبودند، دروس مردودی داشتند (۴). بسیاری از مطالعات انجام شده، موید وجود ارتباط آماری معنی دار بین بین علاقه به رشته تحصیلی و وضعیت تحصیلی می باشد(۳۰،۸۷). اما امانی در مطالعه خود با هدف تعیین عوامل موثر بر وضعیت تحصیلی دانشجویان به عکس نتایج فوق دست یافت بدین معنی که وضعیت تحصیلی با علاقه به رشته تحصیلی ارتباط ندارد(۳۲). عالیخانی نیز در بررسی خود به رابطه آماری معنی دار بین علاقه به رشته تحصیلی و وضعیت تحصیلی دست نیافت(۱۹)
به عقیده پژوهشگر، رابطه‌ی علاقه مندی به رشته تحصیلی با وضعیت تحصیلی تحقیق حاضر را می‌توان بر اساس نظریه‌ی انگیزه‌ی پیشرفت مک‌کله‌لند و اتکینسون تبیین نمود. مطابق این نظریه، تمایل به پیشرفت و تمایل به دوری از شکست و همچنین علاقه به رشته‌ تحصیلی و ادامه‌ی تحصیل، باعث افزایش انگیزه پیشرفت و در نتیجه، باعث بهبود وضعیت تحصیلی می‌گردد. به ‌همین‌خاطر، تقویت این متغیر در بین دانشجویان، در مرحله‌ی انتخاب رشته (قبل از ورود به دانشگاه) و نیز آشنایی کامل دانشجویان به رشته‌های تحصیلی دانشگاهی، یکی از روش‌های مؤثر برای تقویت وضعیت تحصیلی خواهد بود. تحصیل هر فردی برای کسب شغل و حرفه ای مناسب در آینده است تا تأمین کننده نیازهای فرد و جامعه باشد. اشتغال در حرفه ای که مورد علاقه فرد نباشد، باعث به وجود آمدن تنش و نگرانی و ایجاد بیماری های جسمی و روحی و هدر رفتن سرمایه های مادی و معنوی می شود(۸۸). بنابراین علاقه و رغبت به رشته تحصیلی عامل بسیار مهمی است که باید همواره مورد توجه قرار گیرد و شرایطی فراهم گردد تا رشته تحصیلی دانشجویان متناسب با علاقه و توانایی های ایشان باشد.

(( 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. ))

در مورد متغیر داشتن برنامه منظم برای مطالعه(جدول شماره۱۳)، مطالعه رئوفی و همکاران نشان داد متوسط میزان مطالعه در دانشجویانی که افت تحصیلی داشتند ۸۵/۱±۱۴/۲ ساعت در روز و در دانشجویانی که افت تحصیلی نداشتند میزان مطالعه ۹۳/۱±۸۷/۲ ساعت در روز بود(P<0.01)(21). در مطالعه باکویی و همکاران برنامه ریزی دانشجویان برای مطالعه به عنوان یکی از عوامل مهم آموزشی شناخته شد، بطوریکه اختلاف آماری معنی داری بین موفقیت تحصیلی با این متغیر بدست آمد(P<0.023) بر حسب میزان مطالعه در روز، اکثریت دانشجویان در گروه با وضعیت تحصیلی مطلوب ۵-۳ ساعت مطالعه می کردند، در حالی که این میزان در گروه با عملکرد تحصیلی ضعیف کمتر از ۳ ساعت بود(۱۲). در مطالعه ای که جعفرزاده و همکاران با هدف تعیین دیدگاه دانشجویان ممتاز و استعدادهای درخشان دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان در مورد عوامل انگیزشی مؤثر بر موفقیت و پیشرفت تحصیلی انجام دادند، مطالعه بر اساس برنامه ریزی منظم را با میانگین و انحراف معیار ۹۹/۰± ۲۳/۳ به عنوان عامل موثر در موفقیت و پیشرفت تحصیلی دانشجویان معرفی شد(۸۹)
به عقیده پژوهشگر، به نظر می رسد داشتن برنامه ریزی منظم درسی به چند دلیل سبب افزایش موفقیت تحصیلی می شود. اول اینکه از روی هم انباشته شدن دروس جلوگیری به عمل می آید. دوم، در زمان امتحانات، استرس کمتری به دانشجو تحمیل می شود و سوم اینکه یادگیری که در طول ترم تحصیلی حاصل شود بسیار ماندگارتر و ارزشمندتر از یادگیری یک شبه و کوتاه مدت است. همچنین، عادت ها و مهارت های مطالعه در افراد قابل آموزش و فراگیری هستند به طوری که با گنجاندن آموزش راهبردهای یادگیری و مطالعه در برنامه آموزش به طور مدون و یا اجبار دانشجویان به گذراندن کارگاه های آموزشی در زمینه بکارگیری این مهارت ها، می توان در این زمینه گام های موثری برداشت. اما علاوه بر دلایل فوق، یکی از مهمترین عواملی که نقش بسزایی در موفقیت یا شکست تحصیلی دانشجویان دارد، محیط خوابگاه ها می باشد. شرایط فیزیکی نامناسب برای مطالعه در خوابگاه ها از جمله فضای مطالعه از نظر مساحت، نور، گرما، سرما، سرو صدا و … مسئله ای است که همواره باید مورد توجه مسئولین ذیربط قرار گیرد.
جدول شماره(۱۴) که در ارتباط با هدف ویژه دوم پژوهش” تعیین وضعیت تحصیلی دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی شهید بهشتی رشت بر حسب عوامل فردی(وضعیت اقتصادی– اجتماعی دانشجویان)” تنظیم شده است، نشان می دهد بین وضعیت تحصیلی دانشجویان با وضعیت بومی(P<0.046)، شاغل بودن حین تحصیل(P<0.001) و مسئولیت تامین مالی خانواده(P<0.009) بر اساس آزمون آماری کای دو ارتباط معنی دار آماری وجود دارد. در ادامه، هر کدام به تفکیک ذکر می گردند.
در رابطه با متغیر وضعیت بومی و غیر بومی(جدول شماره۱۴) باید عنوان کرد که نتایج مطالعه رودباری و همکاران بیانگر این مطلب است که دانشجویان غیر بومی بیشترین درصد دروس مردودی (۲/۲۳%) را داشتند(P<0.05) که این درصد در بین دانشجویان بومی ۴/۱۸% بوده است(۴).در مطالعه فخاریان و همکاران کاشان بومی نبودن از عوامل خطر بروز تکرار درس معرفی شده است(۱۰) اما، رئوفی و همکاران در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی تبریز نشان دادند که اختلاف آماری معنی داری بین بومی و غیر بومی با افت تحصیلی وجود ندارد(۲۱).
از نتایج پژوهش حاضر مشخص شد اختلاف آماری معنی داری بین وضعیت تحصیلی دانشجویان و بومی بودن آنها وجود دارد بطوریکه ۴۷ درصد از دانشجویان بومی عملکرد تحصیلی بهتری نسبت به دانشجویان غیر بومی(۳۳%) داشتند که به عقیده پژوهشگر علت آن را می توان شرایط نامناسب خوابگاه های دانشجویی، دوری از خانواده و مشکلات ناشی از آن در نظر گرفت.
در مورد متغیرهای اشتغال حین تحصیل و مسئولیت تامین مالی خانواده(جدول شماره۱۴)، در راستای این مطالعه، آشتیانی و همکاران در بررسی خود در دانشگاه اراک به این نتیجه رسیدند که یکی از عوامل عدم موفقیت تحصیلی دانشجویان داشتن شغل است. دانشجویان شاغل دارای وضعیت اقتصادی پایین تری هستند و برای امرار معاش خود و خانواده مجبورند که در محیط های خارج از دانشگاه کار کنند(P<0.01)(63). عالیخانی در بررسی خود نشان داد که ۱۷ نفر(۲/۱۳%) از دانشجویان دارای افت تحصیلی درآمد کمتر از ۱۰۰ هزار تومان و ۲ نفر(۵۰%) آنها درآمد بیش از ۲۰۰ هزار تومان داشتند و آزمون آماری، اختلاف معنی داری بین متغیرهای افت تحصیلی با میزان درآمد فردی نشان می دهد(P<0.05)(19). همچنین گوردون نشان داد دانشجویان شاغل به میزان معنی داری با درصد کمتری دروس را اولین بار گذرانده بودند(P<0.05) و نسبت به ۳/۲۳% در مقابل ۲۶% در دانشجویان بدون سابقه کار، طول مدت تحصیل طولانی‌تر داشتند(۷۷). اما در مطالعه تمنایی و همکاران بین دو گروه شاغل و غیر شاغل از نظر پیشرفت تحصیلی ارتباط معناداری مشاهده نشده است(۳۰). همچنین در تحقیقی که پوراکی در خصوص بررسی تاثیر اشتغال در دانشجویان پرستاری در طی دوران تحصیل آنها در دانشگاه علوم پزشکی تهران بر روی ۱۶۹ نفر دانشجو که ۹۳ نفر آنها شاغل بودند انجام داد، نتایج بیانگر این امر بود که کار دانشجو تاثیری بر موفقیت تحصیلی وی ندارد(۹۰).
به عقیده پژوهشگر، به نظر می رسد اشتغال در دوره دانشجویی باعث می شود تا دانشجو برای مطالعه و مرور دروس فرصت کافی نداشته باشد که این مسئله ممکن است وضعیت تحصیلی را تحت تاثیر قرار دهد.
جدول شماره(۱۵) که در ارتباط با هدف ویژه دوم پژوهش” تعیین وضعیت تحصیلی دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی شهید بهشتی رشت بر حسب عوامل فردی(وضعیت عاطفی- روانی دانشجویان)"، تنظیم شده است، نشان می دهد بین وضعیت تحصیلی دانشجویان با وضعیت عاطفی- روانی دانشجویان بر اساس آزمون آماری کای دو ارتباط آماری معنی داری مشاهده نشد. در راستای این پژوهش زارع و همکاران در مطالعه ای با عنوان رابطه وضعیت تحصیلی با سلامت عمومی و عزت نفس در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی شیراز به این نتیجه رسیدند که بین وضعیت تحصیلی دانشجویان با سطح سلامت آنها رابطه آماری معنی دار وجود ندارد(۹۱). در صورتیکه در مطالعه مصلی نژاد و امینی به رابطه معنادار بین وضعیت تحصیلی و سلامت عاطفی– روانی اشاره شده است(P<0.05) (92).
جدول شماره(۱۶) که در ارتباط با هدف ویژه سوم پژوهش ” تعیین وضعیت تحصیلی دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی شهید بهشتی رشت بر حسب عوامل خانوادگی” تنظیم شده است، نشان می دهد بین وضعیت تحصیلی دانشجویان با درآمد ماهیانه خانواده ارتباط معنی دار آماری وجود دارد(P<0.046) بطوریکه ۷۱ درصد از دانشجویانی که میزان درآمد ماهیانه خانواده آنها کمتر از ۵۰۰ هزار تومان بود، وضعیت تحصیلی نامناسب داشتند. در راستای این پژوهش، ابدی و زمانی در مطالعه ای با هدف تعیین عوامل موثر در پیشرفت تحصیلی دانشجویان کشاورزی دانشگاه شیراز نشان دادند که اختلاف آماری معنی داری بین وضعیت اقتصادی خانواده و موفقیت تحصیلی دانشجویان وجود دارد(P<0.04) بطوریکه دانشجویانی که وضعیت اقتصادی مناسبی نداشتند از پیشرفت تحصیلی کمتری برخوردار بودند(۹). نتایج مطالعات ینوسا و باسیل، ایمان و جینز نیز موید ارتباط معنی دار بین این دو متغیر است. آنان معتقدند وضعیت اجتماعی- اقتصادی خانواده رابطه معکوسی با افت تحصیلی دارد(۹۳، ۹۴، ۹۵). همچنین، زارع شاه آبادی در مطالعه خود با عنوان تأثیر فقر اقتصادی و عوامل آموزشی بر افت تحصیلی دانشجویان در دانشگاه یزد نشان داد که فقر و پائین بودن سطح اقتصادی خانواده اثر قاطعی بر افت تحصیلی دانشجویان دارد(P<./04)(37). اما در مطالعه باکویی و همکاران، خزایی و همکاران در کرمانشاه و امانی مشخص شد درآمد خانواده تاثیری بر موفقیت تحصیلی دانشجویان ندارد(۱۲،۳۲،۴۳).
به عقیده محقق، به نظر می رسد یکی از عواملی که ممکن است با وضعیت تحصیلی دانشجویان ارتباط داشته باشد، وضعیت اقتصادی خانواده می باشد. حمایت مالی خانواده در طول تحصیل باعث می شود که دانشجویان جهت تامین هزینه زندگی در دوران تحصیل خود به فعالیت هایی غیر از تحصیل مشغول نشوند و در نتیجه اشتغال ذهنی به مسائل اقتصادی کمتر و زمان بیشتری به درس و مطالعه خود اختصاص می دهند.
جدول شماره(۱۷) که در ارتباط با هدف ویژه چهارم پژوهش” تعیین وضعیت تحصیلی دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی شهید بهشتی رشت بر حسب عوامل آموزشی حیطه فراگیر” تنظیم شده است، نشان می دهد وضعیت تحصیلی دانشجویان با خودکارآمدی تحصیلی(P<0.001)، استرس و فشار زمان(P<0.007) و مشارکت در فعالیت های دانشگاه(P<0.014) ارتباط معنی دار آماری دارد که در ادامه به تفکیک در مورد آنها بحث می شود.
در مورد متغیر خودکارآمدی تحصیلی(جدول شماره ۱۷) باید گفت که بین این متغیر با وضعیت تحصیلی ارتباط معناداری وجود دارد(P<0.001)، بطوریکه اکثر(۵۱%) دانشجویانی که وضعیت تحصیلی مناسب داشتند، نسبت به آنهایی از وضعیت تحصیلی نامناسب برخوردار بودند، دارای خودکارآمدی تحصیلی بالاتری بودند. در راستای این پژوهش، یافته های مطالعه کریم زاده و محسنی نشان داد که هر اندازه خودکارآمدی تحصیلی فرد بالاتر باشد، پیشرفت تحصیلی بیشتری خواهد داشت(P<0.05)(95). مولتون نشان داده است که خودکارآمدی به عنوان یک ساختار استوار در توضیح و پیش بینی وضعیت تحصیلی دانشجویان می تواند بکار رود(۶۷). زیمرمن نیز معتقد است که خودکارآمدی یک پیش بینی کننده مهم انگیزش دانشجویی و یادگیری است(۹۷). تحقیقات ونکوور و همکاران و بندورا نشان داده است که سطوح بالایی از خودکارآمدی می تواند به پذیریش اهداف چالش برانگیز و تعهد بالا برای رسیدن به آنها منجر شود(۹۸، ۹۹).لاچینگر معتقد است هنگام مواجه شدن با مشکل در برنامه تحصیلی، دانشجویان با خودکارآمدی بالا معتقدند می توانند با تلاش بیشتر بر موانع غلبه کنند(۷۰). مطالعه هاروی و مک موری نشان داد که دانشجویان با خودکارآمدی تحصیلی پایینتر نسبت به دانشجویان با خودکارآمدی تحصیلی بالاتر با احتمال بیشتری دوره پرستاری را رها می کنند(۷۱).
به عقیده پژوهشگر به نظر می رسد افراد با احساس بالایی از خودکارآمدی نسبت به یک هدف یا وظیفه، احساس و عملکرد متفاوتی از سایر افرادی که خود را ناکارآمد می بینند، دارند. آنها تمایل دارند که شکست را به تلاش ناکافی نسبت دهند و در نتیجه انرژی و تعهد خود را برای تلاش برای غلبه بر آن و رسیدن به هدف بیشتر می کنند در حالیکه افراد با خودکارآمدی پایین بیشتر بر شکست ها و شک هایشان تمرکز کرده و مانع متعهد باقی ماندن برای رسیدن به اهدافشان می شوند.
در مورد متغیر استرس و فشار زمان(جدول شماره ۱۷)، نتایج بیانگر اختلاف آماری معنیدار بین وضعیت تحصیلی دانشجویان با این متغیر است(P<0.007). این متغیر، میزان سازگاری دانشجویان با استرس و فشار زمان برای انجام فعالیت های دانشگاهی را مورد سنجش قرار می دهد. در راستای پژوهش حاضر، دروسیس و همکاران در مطالعه خود یکی از عمده ترین مشکلات دانشجویان در را عدم مدیریت زمان و عدم سازگاری با استرس و فشار زمان جهت مطالعه عنوان کردند(۱۰۰). نجی معتقد است زمانبندی یکی از فاکتورهای اساسی برای مطالعه مؤثر می باشد. در مطالعه وی اغلب دانشجویان در زمانبندی برای مطالعه و استرس ناشی از آن، مشکل داشتند(۱۰۱).
به عقیده پژوهشگر، به نظر می رسد پیشرفت تحصیلی و دستیابی به هدف های آموزشی مستلزم وجود عوامل متعددی است که یکی از این عوامل بدون تردید مدیریت زمان مطالعه بدون استرس و فشار زمان می باشد. بدیهی است که با در نظر گرفتن این عامل مهم، میزان به یادسپاری و یادآوری آنها نیز بهتر شده و در نتیجه، عملکرد تحصیلی آنها نیز بهبود می یابد.
در مورد متغیر مشارکت در فعالیت های دانشگاه(جدول شماره ۱۷) نیز باید گفت که بین این متغیر با وضعیت تحصیلی ارتباط معناداری وجود داشت(P<0.014)، به طوریکه ۴۸ درصد از دانشجویانی که وضعیت تحصیلی مناسبی داشتند در فعالیت های دانشگاه شرکت می کردند. در راستای این پژوهش، حسنی بهار در مطالعه خود به نتیجه مشابهی با این پژوهش دست یافت. بطوریکه نشان داد که تعامل بین فردی دانشجویان می تواند موفقیت تحصیلی را به میزان ۱۵% پیش بینی کند(p</05)(80).
به نظر پژوهشگر، فعالیت های گروهی و تشکل‌هاى دانشجوئى علاوه بر اینکه می تواند باعث ایجاد حس رقابت در دانشجویان شود، منجر به پیشرفت تحصیلی آنها نیز می گردد.
جدول شماره (۱۸) که در ارتباط با هدف ویژه پنجم پژوهش ” تعیین وضعیت تحصیلی دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی شهید بهشتی رشت بر حسب عوامل آموزشی حیطه فراده” تنظیم شده است، نشان می دهد بین وضعیت تحصیلی دانشجویان و کیفیت آموزش اساتید ارتباط آماری معنی داری مشاهده نشد. در راستای این پژوهش، اسیخیا مطالعه ای با عنوان درک دانشجویان و اساتید از علل عملکرد تحصیلی ضعیف در دانشگاه ایالت اوگان در نیجریه انجام داد. از دیدگاه اساتید چنین دریافت شد که شایستگی و صلاحیت اساتید و فضای آموزشی حاکم بر دانشجویان بر عملکرد تحصیلی ضعیف آنها تاثیری ندارد اما روش تدریس اساتید، عملکرد تحصیلی دانشجویان را تحت تاثیر قرار می دهد(P<0.05). همچنین از دیدگاه دانشجویان اینطور مشاهده شد که با توجه به اینکه شایستگی و صلاحیت اساتید و فضای آموزشی حاکم بر دانشجویان می تواند بر عمکلرد تحصیلی دانشجویان موثر باشد(P<0.05) اما روش تدریس اساتید و مواد آموزشی جهت یادگیری هیچ گونه دخالتی در وضعیت تحصیلی دانشجویان ندارد(۸۱).
به عقیده محقق به نظر می رسد که شاید این مسئله ناشی از دسترسی بیشتر دانشجویان به سایر منابع آموزشی از جمله اینترنت، کتب جدید الکترونیکی فارسی و انگلیسی و نیز عدم علاقه مندی آنها به حضور در کلاس درس باشد. همچنین ممکن است عوامل دیگری از جمله عوامل فردی و وضعیت اجتماعی- اقتصادی و … در این امر موثر باشند.
جدول شماره(۱۹) که در ارتباط با هدف ویژه ششم پژوهش ” تعیین وضعیت تحصیلی دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی شهید بهشتی رشت بر حسب عوامل آموزشی حیطه محیط و تجهیزات آموزشی” تنظیم شده است، نشان می دهد بین وضعیت تحصیلی دانشجویان با محیط و تجهیزات آموزشی ارتباط معنی دار آماری مشاهده نشد. در همین رابطه، مولوی و همکاران در مطالعه ای با هدف تعیین عوامل موثر بر کاهش انگیزه دانشجویان علوم پزشکی اردبیل به این نتیجه رسیدند که کیفیت عوامل آموزشی می تواند ۱۱درصد علل کاهش انگیزه دانشجویان را پیش بینی کند. به طوریکه استفاده از امکانات آموزشی و تجهیزات کمک آموزشی در افزایش انگیزه تحصیلی دانشجویان و در نتیجه پیشرفت تحصیلی آنها موثر می باشد(P<0.001)(87). علیرغم اینکه در پژوهش حاضر، اکثریت دانشجویان محیط آموزش(۶۲%) با میانگین و انحراف معیار(۳ ± ۸)و تجهیزات آموزشی(۶۶%) با میانگین و انحراف معیار(۳ ± ۹) را نامطلوب گزارش کردند اما ارتباط آماری معنی داری بین این متغیر با وضعیت تحصیلی مشاهده نشد.
به عقیده پژوهشگر به نظر می رسد عوامل دیگری غیر از محیط و امکانات دانشگاه در وضعیت تحصیلی دانشجویان تاثیر دارد که نقش آنها در این ارتباط به مراتب برجسته تر می باشد. همانطوری که با ایجاد دانشگاه های مجازی، نقش محیط و امکانات دانشکاه ها روز به روز کمرنگ تر می شود.
جدول شماره (۲۰) که در ارتباط با برآورد ضرایب رگرسیونی عوامل فردی، خانوادگی و آموزشی مرتبط با وضعیت تحصیلی در واحدهای مورد پژوهش تنظیم شده است، نشان می دهد پیشگویی کننده های وضعیت تحصیلی مناسب در دانشجویان به ترتیب نسبت شانس عبارت از معدل دیپلم بالاتر از ۱۶(Odd’s ratio=4.119)، جنس زن (Odd’s ratio=3.286)، مشارکت فعال در فعالیت های دانشگاه(Odd’s ratio=2.373)، داشتن برنامه منظم برای مطالعه(Odd’s ratio=2.153) و استرس و فشار زمان(Odd’s ratio=2.148) می باشد. بدین معنی که افرادی که معدل دیپلم بالاتر از ۱۶ دارند نسبت به افرادی که معدل دیپلم پایینتر از ۱۶ دارند، حدود ۱۱/۴ برابر شانس بیشتری برای وضعیت تحصیلی مناسب در دانشگاه دارند. در مورد جنس باید گفت که زن بودن شانس مناسب شدن وضعیت تحصیلی در دانشگاه را به میزان ۲۸/۳ برابر نسبت به مرد بودن افزایش می دهد. دانشجویانی که در فعالیت هایی که در دانشگاه برگزار می شود، شرکت می کنند، حدود ۳۷/۲ برابر شانس مناسب شدن وضعیت تحصیلی خود را نسبت سایر دانشجویان بالا می برند. همچنین دانشجویانی که برنامه منظم برای مطالعه دارند، ۱۵/۲ برابر شانس مناسب شدن وضعیت تحصیلی در دانشگاه را نسبت به دانشجویانی که هیچگونه برانامه ریزی برای مطالعه ندارند، افزایش می دهند. در مورد استرس و فشار زمان نیز باید گفت دانشجویانی که به علت عدم برنامه ریزی درسی و مطالعه دچار استرس و فشار زمان هستند حدود ۱۴/۲ برابر شانس نامناسب شدن وضعیت تحصیلی خود را نسبت به افرادی که از استرس و فشار زمانی کمتری برای مطالعه برخورداند، افزایش می دهند.
همانطوریکه قبلاً نیز گفته شد دانشجویان با معدل دیپلم بالای ۱۶ نسبت به دانشجویان با معدل دیپلم کمتر از ۱۶، دارای وضعیت تحصیلی مناسبتری هستند. همچنین دانشجویان دختر وضعیت تحصیلی بهتری نسبت به دانشجویان پسر دارند. دانشجویانی که مشارکت فعال در فعالیت های دانشگاه داشته و دارای برنامه منظم جهت مطالعه هستند، از وضعیت تحصیلی مناسبی نسبت به سایر دانشجویان برخوردارند. در مورد استرس و فشار زمان نیز ۷۱ درصد از دانشجویانی که از وضعیت تحصیلی نامناسب برخوردار بودند، استرس و مدیریت زمان برای مطالعه نداشتند. بطوریکه با یافته های مطالعات جعفرزاده و همکاران(۸۹)، باکویی و همکاران(۱۲)، حسنی بهار(۸۰)، رودباری و همکاران(۴)، نظری و شریف نیا (۸۲)، علی(۷۶) و نجی(۱۰۱) همخوانی دارد.
نتیجه گیری نهایی
یافته های پژوهش در مورد سؤال اول پژوهش" وضعیت تحصیلی دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی شهید بهشتی رشت چگونه است؟" که در جدول شماره (۱۰) ذکر شده است، نشان میدهد که اکثریت دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی شهید بهشتی رشت (۶۱%) با میانگین و انحراف معیار (۵۳/۱ ± ۳۹/۱۵) وضعیت تحصیلی نامناسب داشتند.
یافته های پژوهش در مورد سؤال دوم پژوهش" وضعیت تحصیلی دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی شهید بهشتی رشت بر حسب عوامل فردی(ویژگیهای فردی، مشخصات تحصیلی قبل از ورود به دانشگاه، مشخصات تحصیلی حین تحصیل در دانشگاه، وضعیت اقتصادی- اجتماعی دانشجویان و وضعیت عاطفی- روانی دانشجویان) چگونه است؟" که در جداول شماره (۱۱) تا (۱۵) خلاصه شده است، نشان میدهد که از میان عوامل فردی بین وضعیت تحصیلی دانشجویان با جنس زن (P<0.001)، وضعیت تاهل (P<0.023)، معدل دیپلم (P<0.001)، فاصله اخذ مدرک پیش دانشگاهی تا ورود به دانشگاه(P<0.002)، افتادن از واحدهای درسی (P<0.001)، مشروط شدن(P<0.003)، علاقه به رشته تحصیلی(P<0.011)، داشتن برنامه منظم برای مطالعه (P<0.002)، وضعیت بومی(P<0.046)، شاغل بودن حین تحصیل(P<0.001) و مسئولیت تامین مالی خانواده (P<0.009) بر اساس آزمون آماری کای دو اختلاف آماری معنی دار وجود دارد.
یافته های پژوهش در مورد سؤال سوم پژوهش" وضعیت تحصیلی دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی شهید بهشتی رشت بر حسب عوامل خانوادگی چگونه است؟" که در جدول شماره (۱۶) عنوان شده است، نشان میدهد از میان عوامل خانوادگی بین وضعیت تحصیلی دانشجویان با میزان درآمد ماهیانه خانواده ارتباط آماری معنی دار وجود دارد (P<0.046). بدین معنی که اکثریت (۷۱%) دانشجویانی که درآمد ماهیانه خانواده آنها کمتر از ۵۰۰ هزار تومان بود نسبت به افرادی که درآمد ماهیانه خانواده آنها بیشتر از ۵۰۰ هزار تومان بود(۴۴%)، از وضعیت تحصیلی نامناسبی برخوردار بودند.
یافته های پژوهش در مورد سؤالات(۴ و۱-۴ تا ۶-۴) پژوهش" وضعیت تحصیلی دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی شهید بهشتی رشت بر حسب عوامل آموزشی نظری حیطه فراگیر چگونه است؟" که در جداول شماره (۱۷) خلاصه شده است، نشان می دهد از میان عوامل آموزشی نظری حیطه فراگیر، بین وضعیت تحصیلی دانشجویان با خودکارآمدی تحصیلی (P<0.001)، استرس و فشار زمان (P<0.007) و مشارکت در فعالیت های دانشگاه (P<0.014) اختلاف آماری معنی دار وجود دارد.
یافته های پژوهش در مورد سؤال پنجم پژوهش" وضعیت تحصیلی دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی شهید بهشتی رشت بر حسب عوامل آموزشی نظری حیطه فراده چگونه است؟" که در جدول شماره (۱۸) عنوان شده است، نشان میدهد بین وضعیت تحصیلی دانشجویان و کیفیت آموزش اساتید ارتباط آماری معنی داری مشاهده نشد.
یافته های پژوهش در مورد سؤال ششم پژوهش" وضعیت تحصیلی دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی شهید بهشتی رشت بر حسب عوامل آموزشی نظری حیطه محیط و تجهیزات آموزشی چگونه است؟" که در جدول شماره (۱۹) عنوان شده است، نشان میدهد بین وضعیت تحصیلی دانشجویان با محیط و تجهیزات آموزشی ارتباط آماری معنی دار مشاهده نشد.
کاربرد یافتهها در پرستاری
هدف از تحقیق راهحل در زمینه مشکلات میباشد. پس یافته های تحقیق در حیطه های مختلف پژوهشی و آموزشی قابلیت کاربرد خواهند داشت و مدیران و سیاستگذاران میتوانند از نتایج تحقیقات استفاده لازم را بنمایند. بنابراین با توجه به اینکه ارائه کاربردهای علمی یک پژوهش، مهمترین هدف از انجام آن پژوهش است، راهکارهای حاصل از یافته های پژوهش حاضر که به منظور بررسی وضعیت تحصیلی دانشجویان دانشکده پرستاری و مامایی شهید بهشتی رشت و عوامل مرتبط با آن انجام شده است، در سه بخش آموزش، مدیریت و پژوهش پرستاری ارائه میشود.
آموزش پرستاری
با توجه به اینکه فراگیران علوم پزشکی به ویژه در رشته پرستاری و مامایی که مراقبت ها ی بهداشتی در آینده را به عهده دارند، باید توانمندتر باشند، دست اندرکاران آموزش پرستاری و مامایی با آگاهی از وضعیت تحصیلی دانشجویان می توانند عوامل موثر بر کیفیت و کمیت آموزشی را شناسایی نموده و از عوامل منفی یا بازدارنده آموزشی جلوگیری به عمل آورند که این مسئله، در آینده می تواند منجر به برنامه ریزی های بهتر و موثرتر آموزشی گردد. اساتید دانشگاه نیز باید نگاه جامع تری به آموزش و شرایط مناسب برای یادگیری داشته باشند. اساتید به مهار ت های ایجاد یادگیری موثر نیاز دارند تا بتوانند باعث ایجاد انگیزه تحصیلی در فراگیران شوند. همچنین، توجه بیشتر به محتوای آموزشی مبتنی بر علاقه مندی دانشجویان، افزایش علاقه و انگیزه در دانشجویان توسط سیستم آموزشی درگیر با آنها، عوامل مرتبط با آموزش گر و همچنین محیط آموزشی، علاوه بر پیشگیری از افت تحصیلی دانشجویان و ارتقا وضعیت تحصیلی از اتلاف وقت و هزینه های جاری مراکز آموزش عالی کشور جلوگیری کرده و سبب بهبود و توسعه سیستم آموزش کشور می گردد.
کاربرد یافته ها در مدیریت پرستاری
دانشگاه ها، مراکز عالی و مدیران آموزشی دانشگاه ها باید بر حسب نیاز به بررسی وضعیت روند تحصیلی دانشجویان خود بپردازند و اصلاحات لازم را در آن انجام داده و به موقع اثر اصلاحات را پایش نمایند. تغییر ضوابط گزینش دانشجو در دانشگاه ها الزامی است. ضوابط باید به گونه ای باشد که مستعدترین و علاقه مندترین افراد به رشته و حرفه خود وارد دانشگاه شوند. همچنین، توجه بیشتر به دانشجویانی که با سابقه ضعیف وارد دانشگاه می شوند و یا در سال های اول ورود به دانشگاه، مردودی یا مشروطی در دروس دارند، امری ضروری می باشد.
کاربرد یافتهها در پژوهش پرستاری
انجام مطالعات کیفی و تجربی در زمینه پیشگیری از افت تحصیلی و ارتقاء وضعیت تحصیلی دانشجویان امری اساسی است. نتایج این پژوهش می تواند نقطه شروع پژوهش های دیگر بوده و با توجه به اینکه پرسش نامه CLEI با تمامی نقاط قوت و ضعف خود اولین بار است که در ایران مورد استفاده قرار می گیرد، میتواند انگیزهای برای انجام تحقیقات بعدی در زمینه بررسی وضعیت تحصیلی دانشجویان در کلیه مقاطع تحصیلی و نیز وضعیت تحصیلی دانش آموزان در تمامی دوره های تحصیل با بهره گرفتن از این ابزار استاندارد فراهم آورد.
پیشنهاداتی برای پژوهشهای بعدی
الف) پیشنهادات بر اساس یافته های پژوهش
با توجه به نتایج پژوهش حاضر، پیشنهاد می شود که معدل دیپلم و علاقه به رشته تحصیلی به عنوان ملاک مهم در پذیرش دانشجویان پرستاری و مامایی در نظر گرفته شود، بومی گزینی جهت بهبود وضعیت تحصیلی و جلوگیری از مشکلاتی که بوسیله حضور در خوابگاه ها و دوری از خانواده ایجاد می شود، مد نظر قرار گیرد، برنامه های آموزشی و برگزاری کلاس های تقویتی به منظور ارتقای سطح معلومات دانشجویان ضعیف صورت گیرد، تسهیلات آموزشی، زیستی و رفاهی مناسب برای دانشجویان به ویژه متاهلین در نظر گرفته شود، پیگیری منظم و مداوم مسائل و مشکلات دانشجویان از سوی اساتید راهنما و دفاتر مشاوره دانشجویی صورت گیرد، آموزش مهارت های مطالعه در واحدهای درسی مد نظر قرار گیرد. همچنین، با توجه به اینکه بر اساس نتایج بدست آمده بین جنس، وضعیت اشتغال، وضعیت تاهل، وضعیت بومی بودن، خودکارآمدی تحصیلی و وضعیت مشروطی دانشجویان با وضعیت تحصیلی آن ها ارتباط معنیداری مشاهده شد، لذا پیشنهادات زیر ارائه میگردد:
۱- بررسی مقایسهای وضعیت تحصیلی دانشجویان شاغل و غیر شاغل
۲- بررسی مقایسهای وضعیت تحصیلی دانشجویان بومی و غیر بومی
۳- بررسی میزان خودکارآمدی تحصیلی دانشجویان شاغل و غیر شاغل
۴- بررسی میزان خودکارآمدی تحصیلی دانشجویان بومی و غیر بومی

دیسرود و کراوز (۱۹۷۱) با به کارگیری روش­های آماری برای ثبت داده ­های بارش و باد در کانزانس، به این نتیجه رسیدند که باد، انرژی جنبشی باران را به طور قابل ملاحظه­ای افزایش می­دهد.

(( 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. ))

لایلز و همکاران (۱۹۶۹) کلوخه­های خاک را در معرض باران رانده شده توسط باد (باران تحت تاثیر باد) قرار دادند و مشاهده کردند که جدا شدن ذرات خاک به طور قابل توجهی افزایش یافت. دیسرود و کراوز (۱۹۷۱) به نتیجه­ مشابهی رسیدند و این افزایش تفکیک ذرات خاک توسط باران تحت تاثیر باد را، در درجه­ اول به افزایش نیروی برشی باد بر کلوخه­ها نسبت دادند. لایلز و همکاران، ۱۹۷۴؛ دلیما و همکاران، ۱۹۹۲، به این نکته تاکید کردند و همچنین دریافتند که با افزایش رطوبت خاک و چسبندگی خاک، قدرت فرسایش­زایی باران مهار می­گردد.
در زمین­های مسطح شدت بارندگی و سرعت نهایی قطرات باران به آسانی قابل محاسبه است. اما در تپه­ها جریان باد تحت تاثیر توپوگرافی تپه است. سرعت باد در قسمت­ های مختلف تپه تغییر می­ کند. قطرات باران در حال سقوط بر روی تپه، تحت تاثیر الگوی جریان باد محلی اطراف تپه، قرار می­گیرد. و از این رو، شدت و سرعت قطرات باران رانده شده توسط باد در قسمت­ های مختلف دامنه تپه، متفاوت خواهد بود (چوی^[۶۲] ،۲۰۰۲).
چوی(۲۰۰۲) در تحقیقی اثر سرعت قطرات باران رانده شده توسط باد (WDR) بر دامنه تپه­هایی با ارتفاع مختلف و میزان جدا شدن ذرات خاک را مورد بررسی قرار دادند و نتایج حاصل نشان داد که زمانی که سرعت باد زیاد است، میزان جداشدن ذرات خاک در دامنه تپه نسبت به زمین­های افقی، به طور قابل ملاحظه­ای افزایش می­یابد. و همچنین بیان نمودند که سرعت باد عامل کنترل کننده اصلی در فرایند جداشدن ذرات خاک، به وسیله باران رانده شده توسط باد است و با افزایش سرعت باد، میزان جدا شدن ذرات خاک افزایش می­یابد، گرچه این میزان افزایش به زاویه شیب تپه بستگی دارد. در تپه­های با ارتفاع کم و شیب ملایم، بسته به سرعت باد میزان جداشدن ذرات خاک ۳۰-۱۵% نسبت به زمین­های افقی افزایش می­یابد و در تپه­های مرتفع با شیب تند، میزان جداشدن ذرات خاک، ۳-۲ برابر زمین­های افقی است و با نزدیک شدن به قله تپه این میزان افزایش شدیدتر می­ شود. آن­ها همچنین گزارش کردند که درسرعت باد ۱۵متر بر ثانیه، میزان جداشدن ذرات خاک در تپه­ها بیش از ۱۲ برابر در زمین­های افقی است.
باد علاوه بر این که در سطوح شیب­دار معمولا سبب پرتاب نابرابر ذرات می­گردد در سطوح مسطح نیز معمولا به همان گونه عمل می­ کند زیرا قطرات باران تحت زاویه­ای به زمین برخورد می­ کنند و بنابراین آب و خاک به طرف عکس جهت باد پرتاب خواهد شد (رفاهی، ۱۳۸۵).
۴-۲-۱-۲ ارتفاع آب روی خاک
بررسی­ها نشان داده که قابلیت جدا شدن ذرات خاک در اثر قطرات باران به ارتفاع آب روی خاک نیز بستگی دارد. اگر ارتفاع آب در سطح خاک بیش از ۳ برابر قطر قطره باران باشد، جدا شدن ذرات خاک توسط باران به طور قابل ملاحظه­ای کاهش می­یابد (پروفیت و همکاران^[۶۳]، ۱۹۹۱؛ ساندر و همکاران^[۶۴]، ۱۹۹۶).
بررسی­های پالمر نشان می­دهد که هر چه ضخامت لایه آب سطحی افزایش می­یابد فرسایش حاصل از برخورد قطرات باران افزایش می­یابد. به نظر می­رسد که دلیل این امر تلاطمی باشد که در اثر برخورد قطرات باران به وجود می ­آید. البته باید در نظر داشت این موضوع تا ضخامت معینی از آب صادق است و اگر ضخامت لایه آب از آن حد تجاوز کند مقدار فرسایش دوباره کاهش پیدا می­ کند زیرا در این حالت قسمت اعظم انرژی قطرات باران در آب مستهلک می­ شود و اثری بر سطح خاک نخواهد داشت. بررسی­های آزمایشگاهی نشان داده است که ضخامت این لایه برابر قطر قطرات باران است ولی در بعضی موارد ۱:۵ و یا ۱:۳ آن نیز گزارش شده است. این نتایج در مورد خاک­های مختلفی که بافت آن­ها از رس تا لوم سیلتی، لوم و لوم شنی تغییر می­ کند صادق است. در خاک­های شنی افزایش ضخامت آب سطحی باعث زیاد شدن فرسایش ناشی از قطرات باران نمی­ شود (رفاهی، ۱۳۸۵).
توری و همکاران (۱۹۸۷) با بررسی اهمیت چسبندگی ذرات خاک و تاثیر عمق رواناب سطحی بر میزان جدا شدن ذرات خاک نشان دادند که میزان جدا شدن ذرات خاک با افزایش عمق رواناب کاهش می­یابد. بنابراین توان قطرات باران در تفکیک ذرات خاک تا حدودی به وسیله لایه آب خنثی می­گردد.
حضور لایه آب بر سطح خاک بر جهت پرتاب ذرات اثر می­گذارد. در حضور لایه نازکی از آب در سطح خاک، زاویه پاشمان بین ۵۰ تا ۷۰ درجه تغییر می­ کند و با افزایش عمق آب، این زاویه عمودی­تر می­ شود (کینل، ۲۰۰۵ ). بنابراین با افزایش عمق جریان، میزان پاشمان در جهت افقی کاهش می­یابد. همچنین وجود لایه آب در سطح بر میزان جدا شدن ذرات نیز اثر می­گذارد. این به خاطر صرف انرژی قطرات، برای عبور از لایه آب است لذا، انرژی کمتری صرف جدا نمودن ذرات خاک می­ شود. از این رو، با افزایش قدرت جریان (عمق جریان) آستانه انرژی جنبشی قطرات باران افزایش می­یابد. به همین خاطر در شرایط باتلاقی، پاشمان قطره باران شاخص مناسبی از میزان جدا شدن نیست ( کینل، ۲۰۰۵ ).
عمق جریان بر تنش فرساینده بر سطح خاک دراثر برخورد قطرات باران، اثر می­گذارد (کینل، ۱۹۹۱). کینل (۱۹۹۱ و ۲۰۰۵) نشان داد که با افزایش عمق جریان در عمق­های بیش از حدود ۴ میلی­متر، تولید رسوب حاصل از برخورد قطرات با اندازه متوسط (با قطر ۷/۲ میلی­متر) و درشت ( با قطر ۱/۵ میلی­متر)، به صورت خطی کاهش می­یابد. موس و گرین^[۶۵]، (۱۹۸۷) نتیجه گرفتند که بین انرژی جنبشی باران ( با میانه اندازه قطر ۱/۵ میلی­متر )، که با جریانی با عمق­های ۲۵/۴ و ۱۰ میلی­متر برخورد می­ کنند و شدت تولید رسوب، رابطه خطی وجود دارد. کینل (۲۰۰۵) بر این باور است که فرسایش ناشی از برخورد قطرات باران (RIIE, Raindrop Impact Induced Erosion)، عامل اصلی در فرسایش بین شیاری است. این حالت وقتی اتفاق می­افتد که جریان رواناب انرژی کافی برای جدا نمودن ذرات را ندارد و همچنین عمق جریان، مانع برخورد قطرات به سطح خاک نمی­ شود.
۵-۲-۱-۲ شیب زمین
در اراضی مسطح ذرات خاک می­توانند تا ارتفاع۱ متر و به طور جانبی تا حدود ۵/۱ متر پرتاب شوند. قطرات باران وقتی که به یک خاک لخت مسطح و در هوای آرام و بدون باد برخورد می­ کنند تمایل دارند که به طور مساوی در تمام جهات پاشیده شوند. بنابراین خاک خارج شده از هر قسمتی از زمین با خاک دریافتی از پرتاب شدن ذرات از قسمت­ های دیگر جبران می­ شود. با وجود این که در اثر ضربه قطرات باران خاک زیادی حرکت می­ کند اما در هیچ نقطه زمین از بین رفتن وجود ندارد. متوسط زاویه پرتاب ذرات برابر زاویه برخورد قطره به زمین است ولی در جهت عکس آن.
در سطوح شیب­دار مقدار ذراتی که در اثر برخورد قطرات باران به پایین پرتاب می­شوند بیش از ذراتی است که به بالا پرتاب می­شوند بنابراین جابجایی مواد به سمت پایین شیب است. هرچه درجه شیب بیشتر باشد این نسبت افزایش می­یابد. الیسون دریافت که در یک شیب ۱۰% حدود ۷۵% درصد از مواد خاک به طرف پایین دست پرتاب می­ شود در این شرایط ۵۰% مواد از محل خود جا به جا خواهند شد (رفاهی، ۱۳۸۵).
پوسن^[۶۶] در سال ۱۹۸۵ بیان کرد که گرچه شیب سطح خاک بر میزان جداشدن ذرات خاک موثر است، اما دانشمندان مختلف نتایج متناقضی را گزارش نمودند. به عنوان مثال نتایج موسلی^[۶۷](۱۹۷۳)، هارمون و مییر^[۶۸](۱۹۷۸)، فرولیچ و اسلوپیک^[۶۹] (۱۹۸۰)، ساوات^[۷۰](۱۹۸۱) نشان داد که میزان جدا شدن ذرات خاک سطحی با افزایش شیب سطحی، افزایش می­یابد. برخلاف انتظار نتایج مورگان(۱۹۷۸) نشان داد که هیچ رابطه­ قابل توجهی بین شیب سطحی و میزان جداشدن ذرات خاک وجود ندارد بنابراین پوسن لازم دانست اثر شیب بیشتر بررسی گردد و در سال ۱۹۹۲ توری و پوسن اثر شیب بر میزان جداشدن ذرات خاک در اثر برخورد قطرات باران را مورد بررسی قراردادند و نتایج آن­ها حاکی از این بود که با زیاد شدن درجه شیب میزان پاشمان افزایش می‌یابد.
۶-۲-۱-۲ پوشش گیاهی
پوشش گیاهی معمولا میزان هدر رفت خاک را کاهش می­دهد، اما تحقیقات نشان می­دهد که در مورد فرسایش پاشمانی همیشه درست نیست. مخصوصا در مورد گیاهان با ارتفاع زیاد که سبب افزایش پاشمان شدن ذرات خاک می­گردند.
پوشش گیاهی هم در برابر جریان رواناب و همه در برابر برخورد قطرات باران به عنوان یک عامل حفاظتی عمل می­ کند و در کل فرسایش آبی را کاهش می­دهد. در بررسی نقش پوشش گیاهی در فرایند فرسایش باید به نوع، ارتفاع، تراکم پوشش گیاهی توجه کرد. هرچه پوشش گیاهی متراکم­تر باشد و درصد بیشتری از سطح زمین را بپوشاند و ارتفاع کمتری داشته باشد، فرسایش را بیشتر کنترل می­ کند.
گیاهانی که در تماس با سطح خاک هستند بیشتر از گیاهان مرتفع که سطح زمین آنها عاری از پوشش است فرسایش را کنترل می­ کنند گیاهانی که در نزدیکی سطح زمین هستند انرژی جنبشی باران را می­گیرند و آب با سرعت کم به سطح خاک برخورد می­ کند در حالی گیاهان مرتفع گرچه انرژی قطرات باران را می­گیرند، اما به علت فاصله زیاد از سطح زمین، قطرات باران که از آن ریزش می­ کند می­توانند فرسایش­گر باشند، از سوی دیگر قطرات باران در سطح برگ­ها به هم می­پیوندند و قطره بزرگ­تری را به وجود می­آورند که قطعا فرساینده­تر از قطرات باران است.
بانسی^[۷۱] (۱۹۹۴) برای ارزیابی میزان انتقال پاشمان در شیب تحت پوشش گیاهی مختلف، ۴ تیمار گیاه ذرت، گیاه لوبیا، کشت مخلوط ذرت-لوبیا و آیش را بررسی کردند نتایج آن­ها نشان داد که در همه تیمارها میزان پاشمان در پایین شیب بیشتر از بالای شیب بود و مقدار خاک پاشمان شده در پایین شیب در زمین آیش و زمین تحت کشت ذرت بیشتر از زمین­های تحت کشت لوبیا و کشت مخلوط بود. پاشمان خاک در پایین شیب نسبت به بالای شیب در زمین آیش ۷ برابر و در زمین ذرت ۶ برابر بود در حالی که در زمین­های تحت کشت مخلوط و لوبیا این نسبت در حدود ۳-۱ بود و این نشان می­دهد که حضور پوشش گیاهی مقدار انتقال پاشمان به پایین شیب را در طی فرسایش پاشمانی کاهش می­دهد. زیرا هم لوبیا و هم کشت مخلوط نسبت به ذرت، در نزدیکی سطح زمین پوشش بیشتری داشتند از این­رو افزایش پوشش گیاهی سبب کاهش پاشمان خاک به سمت پایین شیب می­گردد.
قهرمانی و همکاران (۲۰۱۱) اثر پوشش گیاهی بر فرسایش پاشمانی و صفحه­ای در دامنه جنگل­های شیب­دار ژاپن را بررسی کردند و به این منظور ۳ کرت به ابعاد (۵*۲) با درصد پوشش ۱%، ۴۵% و ۹۴% ایجاد کردند به ترتیب برای کرت­های با پوشش گیاهی کم، متوسط و زیاد و نسبت پاشمان به کل فرسایش خاک حدود ۱۶%، ۳۲% و ۱۸% و نسبت پاشمان به انتقال رسوبات به ترتیب ۸/۶۰%-۱/۲%، ۸۱%-۸/۲% و ۷/۷۶%-۸% به دست آمد.
گیبلر و همکاران (۲۰۱۰) برای مطالعه فرسایش­زایی باران و تاج بارش در نواحی نیمه گرمسیری جنوب شرقی چین از جام پاشمانی پرشده با شن، استفاده کردند، نتایج به دست آمده نشان داد که قدرت فرسایش­زایی قطرات تاج بارش در مناطق جنگلی، ۵۹/۲ مرتبه بیشتر از قدرت فرسایش­زایی باران در مناطق باز است و این به اهمیت بوته­ها، گیاهان و لایه لاشبرگ در اکوسیستم­های جنگل برای حفاظت خاک در برابر فرسایش تاکید می­ کند. یکی شدن و پیوستن قطرات باران موجود در سطح برگ­ها و شاخه­ها عامل افزایش قدرت فرسایش­زایی هستند. علاوه بر این نتایج نشان داد که پتانسیل فرسایش در جنگل­ها به ساختار جنگل، به ویژه ارتفاع و میزان سطح تاج پوشش بستگی دارد. و متوسط پتانسیل فرسایش در جنگل­های کهنسال ۵۳/۱ مرتبه بیشتر از جنگل‌های جوان به دست آمد.
این مطالعات نشان می­دهد که پوشش گیاهی از طریق جلوگیری از برخورد قطرات باران و کاهش انرژی جنبشی آنها، خاک را از فرسایش پاشمانی حفظ می­ کند و جدا شدن و انتقال ذرات را کاهش می­دهد. پوشش گیاهی همچنین از پاشمان ذرات خاک به سمت بالای شیب جلوگیری می­ کند و همه مسیرهای حرکتی ذرات خاک را محدود می­سازد. بنابراین با افزایش پوشش گیاهی، مخصوصا انواع کوتاه و در حال رشد، انتقال پاشمان و میزان پاشمان کاهش می­یابد و پوشش گیاهی قادر است هم قبل از ایجاد رواناب و هم در زمان شروع رواناب هدر رفت خاک را کاهش دهد.
۲-۲ کاربری اراضی
رشد بی­رویه جمعیت و به دنبال آن نیاز روزافزون انسان به غذا، کشاورزان کشورهای مختلف جهان را به سوی بهره ­برداری از زمین­های نامرغوب و اراضی حاشیه­ای هم­چون مراتع و جنگل­های واقع در اراضی شیب­دار سوق داده است(حاج عباسی، ۱۳۸۶). یک روش برای توسعه اراضی کشاورزی، جنگل­تراشی و تبدیل آن به اراضی مرتعی و کشاورزی است که یکی از پیامدهای این تخریب، تاثیر منفی بر کیفیت خاک می­باشد( کیانی،۱۳۸۶) که منجر به تخریب اکوسیستم­های طبیعی می­ شود و ظرفیت فعلی و آینده تولید خاک را کاهش داده و سبب فرسایش خاک می­گردد (عمادی، ۲۰۰۹). در ایران تغییر کاربری زمین از مرتع به کشاورزی دیم با سرعت بالایی (حدود ۴۰۰ مترمربع در هر ثانیه) در حال رخ دادن است(عباس زاده افشار و همکاران، ۲۰۱۰).
پژوهش و همکاران (۱۳۹۰)در تحقیقی با هدف تعیین اثر نوع کاربری اراضی مختلف در تولید فرسایش و رسوب در حوضه آبخیز تنگ گزی(یکی از زیر حوضه­های بزرگ حوضه­ی زاینده­رود) نشان دادند که بیشترین مقدار هدر رفت خاک و تولید رسوب با بهره گرفتن از معادله جهانی فرسایش خاک در حوضه مورد مطالعه، از کاربری­های مرتع متراکم و بیشه و بوته­زارهایی که در واحد فیزیوگرافی کوه خاکی قرار دارند، صورت گرفته است. این افزایش تولید رسوب در این دو نوع کاربری، ناشی از تأثیر متقابل دو عامل شیب و چرای بی­رویه دام در اوایل فصل بهار (عدم مدیریت صحیح زراعی) بوده است. بنابراین با اولویت دادن به این دو نوع کاربری اراضی و اجرای عملیات مکانیکی از قبیل تراس­بندی و احداث بند و کشت برروی خطوط تراز در کنار عملیات بیولوژیکی و همچنین قرق کردن آن­ها می­توان نقش چشمگیری در کاهش اثر منفی شیب و کنترل فرسایش خاک داشت و از سوی دیگر با توجه به آن­که بیشتر ساکنان این منطقه را عشایر تشکیل می­ دهند و شغل اصلی آن­ها دامداری و دامپروی است، توصیه می­ شود که از ورود دام به این کاربری­ها جلوگیری شود. به طورکلی در این تحقیق مقادیر ضریب فرسایش­پذیری در کاربری­های مختلف که از طریق اندازه ­گیری مستقیم به دست آمد، نشان داد که بیشترین مقدار این عامل در کاربری جنگل با پوشش کم و کمترین مقدار در کاربری مرتع متراکم است.
با بررسی نقش تغییرات کاربری اراضی در میزان فرسایش و رسوب در چهار حوضه در چین مشخص شد در مناطق جنگلی مقدار فرسایش و رسوب بین ۱۰ تا ۱۰۰ درصد کاهش داشت(ژانگ و همکاران^[۷۲]،۲۰۱۰). همچنین، مشخص شد در حوضه­های کوچک) ۱کیلومترمربع( تغییرات کاربری اراضی اثر کمتری بر رواناب سطحی و تولید رسوب دارد.
تجوانی^[۷۳](۱۹۸۰) اثر کاربری اراضی بر روی فرسایش را در شیب­های مختلف در مناطق مختلف هندوستان آزمایش کرد و نتیجه گرفت که پوشش گیاهی طبیعی و گراس­های طبیعی در قیاس با اراضی کاشته شده شامل گندم، جو و ذرت از هدر رفت خاک کمتری برخوردار است. مورگان(۱۹۸۰) بر اساس مطالعه­ ای روی فرسایش خاک در انگلستان دریافته است که کاربری اراضی کشاورزی، کنترل مهمی روی منبع و مقدار رسوب رودخانه دارد. همچنین او نتیجه گرفته است که تبدیل اراضی مرتعی به اراضی زراعی باعث تشدید فرسایش در مقیاس وسیع می­ شود و نوع کاربری اراضی کنترل مهمی روی منبع و مقدار رسوب رودخانه دارد. آزموده و همکاران ) ۸۹۱۳) در پژوهشی به منظور بررسی رواناب و فرسایش خاک در خاک­های تحت پوشش اراضی جنگلی و مقایسه آن با اراضی زراعی و باغی که منتج از تغییر کاربری جنگل بوده، نسبت به شناسایی عوامل مؤثر در رواناب و فرسایش خاک در محدوده شهرستان ساری اقدام نموده و در هر یک از کاربری­ها، میزان رواناب و فرسایش خاک ناشی از شبیه­سازی باران را اندازه ­گیری کردند. نتایج حاصله نشان داد بیشترین و کمترین میزان رواناب به ترتیب در کاربری جنگل و باغ ایجاد شده است. هم چنین، مقدار فرسایش خاک در اراضی زراعی و باغی به ترتیب ۷۶/۱ و ۳۶/۱ برابر کاربری جنگل اندازه ­گیری شد. تاون^[۷۴](۱۹۸۹) در تایوان اثر کاربری اراضی را بر ضریب هرزآب و تولید رسوب در چهار حوضه کوچک مطالعه کرد و نتیجه گرفت که در هر واحد اراضی، با افزایش درجه­ بهره ­برداری از اراضی، ضریب هرزآب ناخالص و ضریب هرزآب پیک و تولید رسوب زیاد می­ شود. تمام این ضرایب وقتی که عملیات حفاظت خاک به وسیله­ پوشش گیاهی انجام شود، کاهش می­یابند. او همچنین ثابت کرد که وقتی در عملیات حفاظت خاک از پوشش طبیعی یا پوشش مصنوعی استفاده شود، مقدار تولید رسوب به طور معنی­داری کم می­ شود. ونیامپی و همکاران^[۷۵](۲۰۰۲) در بلژیک اظهار داشتند، تغییرات جزئی کاربری از جنگل به اراضی کشاورزی تأثیر معنی­داری بر افزایش میزان فرسایش خاک دارد. تحقیقات انجام شده در حوضه­ی آبخیز رودخانه­ی یونار، علت افزایش فرسایش را ناشی از تغییر مراتع دائمی به کشاورزی مکانیزه نسبت می­دهد (فوسگری^[۷۶]، ۱۹۸۸). در پژوهش دیگری، جوکارسرهنگی و غلامی (۱۳۸۷) با ایجاد تغییر فرضی در کاربری اراضی در محیطGIS ، امتیاز عامل کاربری حوضه زارم­رود را سه بار در مدل تغییر داده، تأثیر تغییر کاربری اراضی را در میزان فرسایش و رسوب بررسی نمودند. نتایج نشان داد تنها با تغییر کاربری اراضی مزارع و باغ­ها (مکان­های با امکان تغییر کاربری و نوع کشت( می­توان شدت فرسایش را به طور قابل ملاحظه­ای کاهش داد. چپی (۱۳۷۷) در تحقیقی که در حوضه­ی سد قشلاق سنندج انجام داده، نشان داده است که اراضی زراعی حوضه ۳۴/۸ درصد سطح حوضه را شامل می­شوند، دارای کاربری نامناسب هستند و با توانایی­های بالقوه حوضه منطبق نمی­باشند و اگر مراتع مخروبه و فقیر احیا و اراضی زراعی حوضه تبدیل به مرتع شوند، فرسایش و رسوب حوضه آبخیز حدود ۳۵درصد کاهش خواهد یافت. غفاری (۱۳۷۷) از مطالعات خود بر روی حوضه­ی آبخیز رودخانه علاء مرودشت نتیجه گرفت که تبدیل بی­رویه­ی اراضی مرتعی و جنگلی به کشاورزی و سایر مصارف غیر اصولی منجر به افزایش فرسایش و تولید رسوب به میزان ۱۵ درصد شده است. نبی پی لشکریان (۱۳۷۹) اقدام به بررسی آثار تغییر کاربری اراضی بر میزان فرسایش خاک و رسوب در حوضه­ی آبخیز ماسوله گیلان نمود. او با کاربرد مدل­های MPSIAC و EPM، رسوب­دهی حوضه را در شرایط کاربری اراضی فعلی و آتی (متناسب با استعداد اراضی) مقایسه نمود. نتایج حاصل از این دو مدل نشان داد که در صورت اصلاح و احیای پوشش گیاهی و استفاده از اراضی بر اساس استعداد خاک­ها، فرسایش ویژه در مدل MPSIAC به میزان ۲۳/۹ در صد و در مدل EPM به میزان ۹۸/۲۲ درصد کاهش خواهد یافت. وی همچنین مشخص کرد که شدت فرسایش در اراضی با کاربری زراعت دیم به مراتب بیشتر از سایر کاربری­ها است. محققان دیگر بسیاری نیز از جمله؛ خیرالدین و همکاران (۱۳۸۷)، شعبانی و همکاران (۱۳۸۶)، بیات و همکاران (۱۳۹۱)، نظری سامانی و همکاران (۱۳۹۲)، آرخی (۱۳۹۲) و … به نقش عمده مدیریت کاربری اراضی بر فرسایش خاک اشاره داشته اند. سینگر و لی بیسوناس^[۷۷] (۱۹۹۸) مشاهده کردند که مقدار ماده آلی در سه خاک مورد مطالعه تفاوت اندکی با هم داشتند و تغییرات بافت خاک تاثیر معنی­داری بر پاشمان ندارد.
تغییر کاربری اراضی علاوه بر تاثیر بر فرسایش خاک، بر سایر ویژگی­های خاک که به طور مستقیم یا غیر مستقیم با فرسایش در ارتباط هستند نیز تاثیرگذار می­­باشد. شوکلا و همکاران^[۷۸] (۲۰۰۳) گزارش دادند که تغییر کاربری زمین می ­تواند تاثیر زیادی بر خصوصیات فیزیکی، شیمیایی و بیولوژیکی خاک داشته باشد. رضایی پاشا و همکاران (۱۳۹۰) در بررسی نرخ فرسایش پاشمانی و مقایسه آن در کاربری­های مختلف و ارتباط آن با برخی خصوصیات خاک نشان داد که اختلاف معنی­داری بین نرخ فرسایش پاشمانی در کاربری­های مختلف وجود ندارد و تغییر کاربری جنگل به کاربری کشاورزی و مرتع درصد ماده­آلی را به ترتیب۹۳/۵۹ و۶۲/۳۳ درصد در عمق سطحی۳۳/۳۳ و ۹۵/۲۹ درصد در عمق زیرین کاهش داده است. همچنین نشان دادند درصد سیلت در کاربری کشاورزی دارای همبستگی مثبت معنی­دار، ماده آلی در کاربری مرتع دارای همبستگی منفی معنی­دار و شاخص فرسایش­پذیری خاک در کاربری کشاورزی دارای همبستگی مثبت معنی­دار با نرخ پاشمان است. تغییر کاربری اراضی و بخصوص تبدیل جنگل­های طبیعی به اراضی کشاورزی موجب کاهش شدید کیفیت خاک می­ شود (اسکانلتز^[۷۹]،۲۰۰۰). تغییر کاربری اراضی در مناطق شمالی ایران معمولاً با کاهش میزان ماده آلی و مواد مغذی خاک همراه بوده و به تخریب ساختمان خاک و تغییر توزیع و پایداری خاکدانه­ها منجر می­ شود (عمادی و همکاران،۲۰۰۸). حقیقی و همکاران (۲۰۱۰) نشان دادند که ماده آلی و چگالی ظاهری در خاک مرتع در مقایسه با خاک­های مزارع دیم بیشتر بود. مطالعات چلیک^[۸۰] (۲۰۰۵) بر روی اثرات تغییر کاربری در اراضی کوهستانی مدیترانه نشان داد که تبدیل اراضی طبیعی به اراضی زراعی، اثرات زیانبار جدی بر خصوصیات خاک داشته و منجر به کاهش معنی­دار پایداری خاکدانه­ها، هدایت هیدرولیکی و مواد آلی خاک (تا ۴۹ درصد در مدت ۱۲ سال)، گردیده است و میزان حساسیت به فرسایش در اراضی کشاورزی به ترتیب ۴/۲ و ۲ برابر بیشتر از میزان حساسیت به فرسایش در اراضی جنگلی و اراضی مرتعی شده است. مطالعات عجمی^[۸۱]( ۲۰۰۷) نشانگر کاهش تنفس میکروبی، تغییر بافت خاک از لوم رسی­ سیلتی به بافت سبک لوم سیلتی و کاهش میانگین وزنی قطرخاکدانه­ها در اثر تغییر کاربری اراضی در مدت حدود پنجاه سال می­باشد.
نیک نهاد و مارمایی (۱۳۹۰) با تحقیقی در حوضه آبخیز کچیک واقع در استان گلستان نشان دادند که در اثر تغییر کاربری، بافت خاک از شنی رسی لومی به شنی لومی و رده خاک از خاک رسی با خاصیت خمیری بالا به خاک رسی با خاصیت خمیری پایین تبدیل شده و متوسط قطر خاکدانه­ها نیز کاهش می­یابد و در نتیجه خاک زراعی در مقایسه با خاک­های جنگلی و مرتعی دارای تخلل کمتر و جرم مخصوص بیشتری می­گردد. همچنین میزان ماده آلی، ازت آلی، ظرفیت تبادل کاتیونی خاک در کاربری زراعی در قیاس با کاربری­های جنگل و مرتع کاهش معنی­داری دارد.
حیدری و همکاران(۱۳۹۲) در تحقیقی نشان دادند که ماده آلی، وزن مخصوص ظاهری و ازت شاخص­ های مناسبی در ارزیابی تأثیر مدیریت بر اکوسیستم جنگلی بلوط غرب براساس خصوصیات فیزیکی- شیمیایی خاک محسوب می­شوند.
محققان مختلف مانند ذوالفقاری و حاج­عباسی (۱۳۸۷)، کیانی و همکاران (۱۳۸۶)، یوسفی­فرد و همکاران (۱۳۸۶)، گاجیک و همکاران^[۸۲](۲۰۰۶) و مارتینز- منا و همکاران^[۸۳](۱۹۷۰) در بررسی­های خود به تاثیر سوء تغییر کاربری اراضی بر ماده آلی خاک اشاره نموده ­اند. ماول و همکاران^[۸۴](۱۹۹۳) مطالعه­ ای را در کشور قزاقستان انجام دادند و به این نتیجه رسیدند که تغییر و تبدیل اراضی مرتعی به اراضی زراعی و اراضی شخم خورده باعث کاهش شدید حاصلخیزی خاک مخصوصاً مقدار هوموس خاک شده است.
از ویژگی های فیزیکی برخی از خاک­ها که رواناب را در مناطقی که این پدیده در آن وجود دارد، افزایش می­دهد آبگریزی خاک می­باشد که در ایران کمتر به این مسئله توجه شده و مطالعات کمی در مورد این پدیده وجود دارد. تغییر در کاربری اراضی جنگل سبب می­گردد که خاک­های آبگریز خاصیت خود را از دست داده و به خاک­هایی با قابلیت مرطوب شدن تبدیل شوند که البته این پدیده همیشه در تمام موارد صحیح نمی ­باشد. تغییر در کاربری اراضی مرتع و جنگل سبب هدر رفت کربن آلی، تخریب ساختمان خاک، کاهش هدایت هیدرولیکی و افزایش چگالی ظاهری خاک می­گردد. تغییر در کاربری اراضی همچنین سبب کاهش نفوذ آب در خاک و افزایش رواناب و فرسایش می­گردد (ذوالفقاری و حاج عباسی،۱۳۸۷).
تغییر کاربری اراضی از عرصه ­های منابع طبیعی نظیر مرتع به کاربری­های دیگر که تحت سیستم مدیریت انسان می­باشد باعث افزایش فرسایش، هدر رفت تشدیدی خاک و انتقال عناصر غذایی همراه با آن می­ شود (یوسفی­فرد و همکاران، ۱۳۸۶).
با جمع­بندی مطالب، می­توان نتیجه گرفت تغییرات کاربری اراضی یکی از فاکتورهای مهم در تغییر جریان هیدرولوژی، فرسایش حوضه و تولید رسوب است. لذا، بررسی نقش آن در تولید رسوب مدیران ارضی را در اولویت­ بندی عوامل مؤثر بر روند افزایش تولید رسوب به منظور برنامه­ ریزی حفاظت خاک یاری می­ کند.
۳-۲ منطق فازی
انتخاب یک روش و رویکرد مناسب برای مدل­سازی یک سامانه، کاملا بستگی به میزان پیچیدگی آن داشته و پیچیدگی نیز ارتباط معکوس با میزان دانش و شناخت ما از آن سامانه دارد. امروزه توسط محققین سعی گردیده تا از روش­های ریاضی و آماری و همچنین از ابزارهای مختلف، شامل: شبکه های عصبی مصنوعی، الگوریتم­های ژنتیکی، زمین آمار، منطق فازی و غیره جهت برآورد دقیق­تر فرسایش و رسوب استفاده شود (کوره پزان،۱۳۸۴). در سال­های اخیر استفاده از تئوری مجموعه های فازی جهت مدل­سازی پدیده های هیدرولوژیکی که دارای عدم قطعیت بالایی هستند، مورد توجه محققین قرار گرفته است. در این راستا نبی­زاده و همکاران b) 1391 (مدل فازی را جهت پیش ­بینی جریان روزانه رودخانه استفاده نمودند. نتایج تحقیق آنها نشان داد که مدل فازی با دقت بالا و خطای کم به خوبی می ­تواند به عنوان روشی کارآمد و دقیق در پیش ­بینی جریان رودخانه به کار گرفته شود. همچنین دقت مدل فازی در پیش ­بینی دبی بیشتر از مدل رگرسیون خطی بوده و این مدل مقادیر دبی پیک را با دقت بسیار بیشتری نسبت به مدل رگرسیون خطی برآورد کرده است.
از مدل­های مبتنی بر منطق فازی شامل سیستم استنتاج فازی (FIS) و سیستم استنتاج تطبیقی عصبی- فازی (ANFIS) به منظور پیش ­بینی جریان روزانه رودخانه، نیز استفاده شده است، در یکی از این پژوهش­ها، از سه پارامتر بارندگی، دما و دبی روزانه حوضه آبریز لیقوان چای برای پیش ­بینی جریان روزانه رودخانه لیقوان، استفاده شده است. بر اساس نتایج به دست آمده، به طور کلی، در بررسی دوره­ های سالیانه، دما در پیش ­بینی جریان روزانه این رودخانه تأثیر چندانی نداشته و بارندگی روز جاری مؤثرتر از دبی دو روز قبل در پیش ­بینی جریان روزانه می­باشد )نبی­زاده و همکاران، .(۱۳۹۱a نبی­زاده و مساعدی (۱۳۹۰) با هدف بررسی تاثیر دمای روزانه بر افزایش دقت پیش ­بینی آبدهی روزانه با بهره گرفتن از روش­های مبتنی بر منطق فازی در مناطق سردسیر، اعلام داشتند دما در ماه­های آذر و فروردین برای مدلFIS ، بر فرایند پیش ­بینی مؤثر بوده و باعث افزایش دقت پیش ­بینی آبدهی می­گردد. ایشان علت این موضوع را به تاثیرپذیری نوع بارش از دمای هوا در ماه­های آذر و فروردین در منطقه مورد مطالعه نسبت دادند و کارآیی بالای مدل FIS را مورد تایید قرار داده­اند.
یکی دیگر از کاربردهای منطق فازی در زمینه مطالعات هیدرولوژی و آبشناسی، تعیین عرصه ­های همگن است، زیرا در صورت کمبود آمار و نقص داده ­های هیدرولوژی، اطلاعات هیدرولوژیکی فقط در مناطق همگن قابل انتقال می­باشند. در مطالعات هیدرولوژیکی از منطق فازی در سایر موضوعات همچون مدل­سازی خشکسالی، برآورد تبخیر و تعرق و … نیز استفاده شده است. شو و برن^[۸۵] (۲۰۰۴) با مقایسه روش­های مختلف تعیین مناطق همگن هیدرولوژیکی در انگلستان نشان دادند که سیستم فازی از دقت بیشتری نسبت به سایر روش­ها برخوردار است، اما آن­ها در مطالعات خود تنها از تابع عضویت گوسی استفاده نمودند.
در توصیف مولفه­های هیدرولوژیکی شامل؛ نفوذپذیری، رواناب سطحی و جریان غیراشباع از سامانه استنتاج فازی بهره جست (بردوسی^[۸۶]، ۱۹۹۶).
منطق فازی در زمینه مطالعات آبخیزداری نسبت به سایر بخش­های منابع طبیعی بیشتر به کار برده شده است. از مطالعات موجود در این زمینه می­توان به تحقیق یمانی و همکاران (۱۳۸۴) در بررسی پهنه­ بندی فرسایش در حوضه آبخیز داورزن به کمک منطق فازی اشاره کرد. نتایج آنها نشان داد که در تعیین پهنه­های فرسایش­پذیر، اپراتور فازی گاما با تابع۰.۵، بهترین پهنه­ بندی را برای فرسایش حوضه داورزن ارائه نموده است. بر اساس نتایج این محققین، این اپراتور دقت بالایی را نشان داده است و مطابق با آن نیمی از حوضه دارای فرسایش خیلی زیاد بوده است. قدوسی(۱۳۸۲) ، در زمینه کاربرد الگوی منطق فازی در محیط سیستم اطلاعات جغرافیایی برای الگوسازی مورفولوژی فرسایش خندقی، تحقیقی را انجام داده است. نتایج حاصل از ارزیابی الگوهای مورد استفاده وی نشان می­دهد که اپراتورهای الگوی منطق فازی بیشترین درصد همپوشانی را با عرصه ­های کنترل دارا هستند. تیفر و همکاران^[۸۷](۲۰۰۳)، منطق فازی را به منظور تخمین بار رسوب از سطح خاک لخت به کار گرفتند و کارایی آن را با مدل شبکه عصبی مصنوعی و مدل­های فیزیکی مقایسه نمودند و نتیجه گرفتند که استفاده از مدل فازی تحت شرایط بارندگی­های شدید در شیب­های متفاوت بهتر است و همچنین در شیب­های زیاد دامنه، تحت بارندگی­هایی با شدت­های متفاوت، مدل فازی کارایی بهتری در توضیح قابلیت فرسایش خاک و میزان رسوب دارد. پژوهش(۲۰۱۲) با بهره گرفتن از تکنیک فازی بار رسوب را در حوضه زاینده رودعلیا با دقت بالایی نسبت به روش­های کلاسیک برآورد نمودند. معتمدوزیری و همکاران(۱۳۸۸) در مدل­سازی بار معلق رودخانه در حوزه آبخیز زنجانرود با بهره گرفتن از منطق فازی به کارایی دقیق­تر روش فازی نسبت به روش­های USBR و FAO اشاره دارند. تعدادی از محققین از جمله: میترا و همکاران^[۸۸](۱۹۹۸)، چانگینگ و چاژنگ^[۸۹](۲۰۰۰)، گاکتیپ و همکاران^[۹۰](۲۰۰۵)، چنگ و همکاران^[۹۱](۱۹۹۶)، شکوری و همکاران(۲۰۰۷)، لی و لی ^[۹۲](۲۰۰۶)، اکیورک و اوکالپ^[۹۳](۲۰۰۶)، فرارو^[۹۴](۲۰۰۹)، جیان­گوا و همکاران^[۹۵] (۲۰۰۱)، مناسب بودن استفاده توامان مدل­های فرسایش خاک و منطق فازی را پیشنهاد نموده ­اند.
تعدادی از مطالعات مبتنی بر نظریه مجموعه­های فازی در ارتباط با معادله جهانی فرسایش خاک می­باشد که به مطالعات توری و همکاران(۱۹۹۷)، احمد و همکاران^[۹۶](۲۰۰۰)، می­توان اشاره نمود. توری و همکاران با بهره گرفتن از سامانه استنتاج فازی توزیع مکانی ضریب فرسایش­پذیری خاک را بررسی نمودند. میترا و همکاران (۱۹۹۸)، کاربرد منطق فازی را در پیش ­بینی از دست رفتن خاک در حوضه­های بزرگ مورد بررسی قرار دادند. آکی یوریک و اوکالپ (۲۰۰۶)، از ریاضیات فازی برای پیش ­بینی مکانی خطر فرسایش خاک استفاده نمودند. آن­ها با مقایسه معادله جهانی فرسایش خاک و تلفیق آن با سامانه فازی، نتیجه ­گیری نمودند که معادله جهانی فرسایش خاک، مقدار ار دست رفت خاک را بیش برآورد می­نماید، حال آن که روش تلفیقی معادله جهانی فرسایش خاک و سامانه فازی، روش مناسبی برای پیش ­بینی­های دقیق­تر می­باشد. تران و دوکستین^[۹۷](۲۰۰۱)، کاربرد منطق فازی را در مدل تجدید نظر شده جهانی فرسایش خاک بررسی، و نتیجه گرفتند منطق فازی انعطاف لازم را در ارتباط با پیش ­بینی مقدار خاک از دست رفته و فاکتورها و اطلاعاتی که از دقت کافی برخوردار نمی­باشند ایجاد می­نماید.
کاندل^[۹۸](۱۹۹۸)، مدل­های مختلف فازی را که متناسب با خصوصیات خاک می­باشند، ارائه نموده است. در مطالعه عامل فرسایش­پذیری خاک بر اساس سامانه استنتاج فازی می­توان به مطالعات زیر اشاره نمود. بهرامی و همکاران(۲۰۰۵) با بهره گرفتن از سامانه استنتاج فازی، روش جدیدی برای برآورد عامل فرسایش­پذیری خاک ارائه نمودند. پژوهش(۱۳۹۰) در بررسی عامل فرسایش­پذیری خاک با بهره گرفتن از منطق فازی به نتایج قابل قبولی دست یافت. نتایج نشان داد که این روش می ­تواند جایگزین روش نموگراف ویشمایر گردد. محققین مختلفی استفاده از سامانه فازی را در بهبود پیش ­بینی مقدار خاک از دست رفته بیان نموده ­اند (میترا و همکاران، ۱۹۹۸ و ترن و همکاران، ۲۰۰۱). روش منطق فازی نه تنها یک روش قابل انعطاف و دقیق در برقراری رابطه بین عامل فرسایش­پذیری خاک و متغیرها می­باشد، بلکه بر مشکلات نادقیق بودن عوامل مدل غلبه می­نماید. یک مرحله مهم در سامانه فازی تدوین عبارات اگر و آنگاه می­باشد. این عبارات از نظر آنکه خروجی حاصل از متغیرهایی که به سامانه وارد می­گردند، کمترین تغییر را دارند، دارای اهمیت می­باشد(بردوسی و دوکستین^[۹۹]، ۱۹۹۵ و موکایدنو^[۱۰۰]، ۲۰۰۱).
اسکلوتر و ساتلر^[۱۰۱](۲۰۱۰) اثرات اقدامات کشاورزی بر فرسایش خاک را با بهره گرفتن از منطق فازی مورد بررسی قرار دادند. آنها نتیجه گرفتند که تغییر اقدامات کشاورزی باعث افزایش فرسایش خاک می­گردد. لی جی و لی کی (۲۰۰۶) کاربرد ریاضیات فازی و مرزهای جغرافیایی در از دست رفتن خاک را مورد بررسی قرار دادند. آنها نتیجه گرفتند که اثر روش فازی بر روی مدل اصلاح شده قابل ملاحضه است و نتایج آن به واقعیت نزدیک­تر و این روش نسبتا ساده و کاربردی­تر است. احمد و همکاران (۲۰۰۰)، با بهره گرفتن از معادله جهانی فرسایش خاک و توابع عضویت فازی، مقدار فرسایش خاک را در کشور هند رده­بندی نمودند.
در بخشی دیگر از تحقیقات، محققین از توابع عضویت فازی و سامانه اطلاعات جغرافیایی برای ارزیابی اراضی استفاده نمودند. وانگ و همکاران^[۱۰۲](۱۹۹۰) با بهره گرفتن از رده­های توابع عضویت فازی و به کمک نرم افزار GIS، اراضی کشاورزی را مورد ارزیابی قرار داده و نتایج قابل قبولی را کسب نمودند. در مقایسه منطق دو ارزشی و منطق فازی می­توان به تحقیق دیویدسون و همکاران^[۱۰۳](۱۹۹۴) اشاره نمود. آن­ها با مقایسه روش­های منطق دو ارزشی و منطق فازی، نتیجه گرفتند که روش منطق فازی در ارزیابی اراضی بسیار دقیق عمل می­نماید. آن­ها بیان می­دارند که برای تصمیم­های حساس نیاز به انتخاب توابع عضویت و ضرایب وزنی می­باشد که اثر بسیار مهمی در نتایج بر جا می­گذارد. آل شیخ و همکاران (۲۰۰۸) تحقیقی بر روی ارزیابی زمین برای یافتن مکان مناسبی برای پخش سیلاب انجام دادند. نتایج نشان داد که روش فازی اطلاعات جامع­تر و مناسب را در مقایسه با زمین شاهد به دست می­آورد. چانگ و بیروق^[۱۰۴](۱۹۸۷)، بیروق و همکاران^[۱۰۵](۱۹۹۲)، با بهره گرفتن از توابع عضویت فازی میزان پایداری اراضی را مورد ارزیابی قرار دادند. باجا و همکاران^[۱۰۶](۲۰۰۶)، از مدل­های فازی و سامانه اطلاعات جغرافیایی برای تعیین پایداری محیطی زمین­های روستایی استفاده نمودند، در این روش از دو شاخص، پایداری محیطی، و تحمل فرسایش خاک با کمک مجموعه­های فازی و سامانه جغرافیایی استفاده گردید. نتایج به دست آمده از تحقیق، قابل قبول و دقیقی بودند.
موتا و همکاران^[۱۰۷](۲۰۰۷) با بهره گرفتن از روش طبقه ­بندی فازی، نقشه­های کاربری اراضی و پوشش گیاهی را به روز رسانی نمودند. آن­ها نتیجه گرفتند که استفاده از روش فازی، بهبود محسوسی در نتایج نسبت به روش­های کلاسیک و قدیمی ایجاد نموده است. دادرسی و خسروشاهی (۱۳۸۷) به منظور مهار بیابان­زایی، در ۶ شهرستان از استان­های خراسان رضوی، شمالی و جنوبی، اقدام به شناخت مناطق مستعد گسترش سیلاب نمودند. آن­ها جهت این پهنه­ بندی، از مدل­های فازی، بولین و شاخص همپوشانی استفاده نمودند. نتایج تحقیق ایشان نشان داد که روش استفاده از مدل مکان­ یابی فازی با اپراتور جمع فازی از کارایی بالاتری نسبت به سایر روش­ها برخوردار است. همچنین دی گروتر و همکاران^[۱۰۸](۲۰۱۱) از روش مدل بولین فازی برای تخمین دیجیتالی خاک بهره گرفتند. تقوی­فر و مردانی(۲۰۱۳) از روش منطق فازی ممدانی در پیش ­بینی تغییرات ضریب مقاومت در مرکز بن خاک لوم رسی استفاده نمودند. کارمان^[۱۰۹] (۲۰۰۸) در پیش ­بینی تراکم خاک تحت تایرهای بادی از رویکرد منطق فازی استفاده نمودند. کامارینا^[۱۱۰](۲۰۱۱) در تحقیقی با بهره گرفتن از روش منطق فازی و ژئواستاتیک نشان داد که در منطقه مورد مطالعه (برزیل) خواص ویژه خاک مانند بافت می ­تواند ابزار مهمی برای مدیریت کاربری اراضی به منظور کم کردن هدررفت خاک در طی فصل بارش ­باشد.
ساسیکالا و همکاران^[۱۱۱](۲۰۰۶)، با بهره گرفتن از طبقه ­بندی فازی میزان خطر بیابانی شدن مناطق جنگل­های دفن شده مدیترانه را مورد بررسی قرار دادند، آن­ها نتیجه گرفتند که با بهره گرفتن از روش فازی می­توان خطرات ناشی از بیابانی شدن مناطق جنگلی را به خوبی بررسی نمود. آزادی نصرآباد (۱۳۸۴) در پایان نامه دکتری خود برای تعیین نرخ واقعی دام­گذاری در سه منطقه از استان فارس با بهره گرفتن از پارامترهای ورودی نرخ دام­گذاری در مراتع، تراکم پوشش گیاهی در هر هکتار مرتع و تعداد گله­دارانی که در مرتع زندگی می­ کنند، از منطق فازی استفاده نمود. نتایج مدل­سازی وی حاکی از چرای بیش از حد دام در این سه منطقه از استان فارس می­باشد.
استفاده از منطق فازی در مطالعات زیست­محیطی در ایران نیز توسط تعداد زیادی از محققان انجام شده است، عمده بررسی­ها، پیرامون مکان­ یابی محل دفن زباله­های شهری با بهره گرفتن از منطق فازی و GIS (از جمله لطفی و همکاران ۲۰۰۷) می­باشند. اما در زمینه ارزیابی زیست­محیطی و زون­بندی مناطق حفاظت شده مطالعات بسیار اندکی حتی در سطح دنیا مطرح است. در این رابطه می­توان به بررسی کاربرد مدل فازی برای مدیریت احیاء زیست محیطی بزرگراه­ها توسط فیلیپو و همکاران^[۱۱۲](۲۰۰۷) اشاره نمود. مطالعه فوق روشی برای رتبه ­بندی زیست­محیطی بزرگراه­ها از طریق اولویت­ بندی آن­ها با بهره گرفتن از منطق فازی است. در این راستا در تحقیقی که قدیمی و همکاران (۱۳۸۹ ) انجام دادند، منطق فازی را برای مدل­سازی حفاظتی منطقه حفاظت شده مانشت و قلارنگ در شمال استان ایلام به کارگرفتند. ایشان با بهره گرفتن از فرایند تحلیل سلسله مراتبی (AHP) از میان ۱۲ فاکتور موثر، فاکتورهای شیب، خاک­شناسی، زمین­ شناسی، پوشش گیاهی، فرسایش، کاربری اراضی و فاصله از آبراهه را به دلیل وزن بیشتر، به عنوان فاکتورهای موثر بر حفاظت بررسی کردند. پس از تهیه نقشه هر یک از عوامل مذکور، نقشه پهنه­ بندی حفاظتی منطقه را با بهره گرفتن از اپراتورهای فازی جمع( Sum ) ، ضرب( Product) ، و مقادیر مختلفی از اپراتور گاما(Gama) ، )از ۰.۳ تا ۰.۹۷۵) ترسیم نمودند. نتایج آن­ها نشان داد که اپراتور فازی گاما ۰.۹۷۵ بیشترین دقت و صحت را در منطقه مورد مطالعه از خود نشان می­دهد. یکی از مسائلی که توجه بیشتر محققین محیط زیست را به خود جلب کرده است، افت سطح آب دریاچه ارومیه است که از لحاظ زیست­محیطی این دریاچه را با خطر جدی مواجه ساخته است. یکی از راه­های جلوگیری از این فاجعه، پیش ­بینی جریان ورودی به این دریاچه و اتخاذ تصمیمات مدیریتی صحیح با توجه به نتایج آن می­باشد. برای این منظور از دو روش سیستم استنتاج فازی Fuzzy Inference System) ، (FIS و سیستم استنتاج فازی-عصبی تطبیقی Adaptive Neuro-Fuzzy Inference System) ، ( ANFISاستفاده شده است. سپس با مقایسه نتایج این دو مدل با بهره گرفتن از معیارهای مختلف آماری مشاهده شد که روش ANFIS نتایج دقیق­تری را نسبت به روش FIS ارائه داده است )نبی زاده و همکاران،۱۳۸۹ ). دهقانی (۱۳۹۲) در اولویت­ بندی مکانی عملیات کاهش سیل و کنترل فرسایش در حوزه­ آبخیز فورگ از روش منطق فازی بخوبی بهره جست.
همچنین استفاده از سامانه استنتاج فازی در مدل­های محیطی و اکولوژیکی نیز بسیار سودمند ارزیابی شده است (بوسرمن و راگید^[۱۱۳]،۱۹۸۲؛ کولیاس و ولیوتیز^[۱۱۴]، ۱۹۹۱؛ سالسکی^[۱۱۵]، ۱۹۹۲). همچنین دانیت و همکاران^[۱۱۶](۱۹۹۶) کاربرد منطق فازی را در مطالعات گلخانه­ای بررسی نمودند. امروزه تکنیک فازی به منظور تهیه نقشه در علوم مختلف به طور گسترده مورد استفاده قرار می­گیرد. با توجه به این که عوامل موثر در حاصلخیزی خاک دارای یک اثر پیوسته بر عملکرد گیاه می­باشد، بنابراین بررسی آن­ها با بهره گرفتن از منطق صفر و یک منجر به نتایج مبهم و غیرمنطبق با واقعیت می­ شود، در نتیجه استفاده از مدل فازی به عنوان یک تکنیک مفید برای تهیه نقشه حاصلخیزی خاک می ­تواند مورد استفاده قرار گیرد. در این راستا ازغدی و همکاران (۱۳۸۹)، از منطق فازی جهت ارزیابی حاصلخیزی خاک بر اساس فاکتورهای فسفر، پتاسیم و مواد آلی برای یک گونه گیاهی مشخص استفاده نمودند. همچنین امینی و همکاران (۲۰۰۵) برای تهیه نقشه آلودگی خاک، و هادزا^[۱۱۷](۲۰۱۰) در تهیه نقشه خاک از منطق فازی بهره گرفتند. سانیانی و همکاران^[۱۱۸] (۲۰۱۱) در مطالعه آلودگی خاک از منطق فازی استفاده نمودند. علی­پور و همکاران (۱۳۸۶) برای تهیه نقشه فرسایندگی باران در حوضه دریاچه نمک از تکنیک فازی کریجینگ استفاده نمودند.
۱-۳-۲ رگرسیون فازی
از زمان ارائه نظریه مجموعه­های فازی توسط پروفسور زاده، استفاده از این نظریه در بخش­های وسیعی از علم آمار در حال گسترش است. یکی از مهم­ترین و کاربردی­ترین این بخش­ها، رگرسیون است (کلکین نما، ۱۳۸۶). اولین بار تاناکا و همکاران^[۱۱۹] در سال ۱۹۸۲ موضوع رگرسیون فازی را مطرح نمودند. آن­ها مدل رگرسیون خطی با مشاهدات دقیق و پارامترهای فازی را مورد توجه قرار دادند. در رهیافت آن­ها، که به نام رگرسیون امکانی نیز شناخته شده است، برازش مدل خطی فازی به صورت مینیمم کردن مجموع ابهام در مقدار برآورد شده مشاهدات انجام می­ شود. با توجه به این قید که میزان عضویت مقدار مشاهده شده در مقدار برآورد شده فازی متناظر آن، حداقل به میزان h باشد. این مساله معادل با یک مسئله برنامه­ ریزی خطی و گاهی غیرخطی می­ شود که با حل آن، مدل بهینه رگرسیون فازی به دست می ­آید (کلکین نما، ۱۳۸۶). رهیافت دیگر در زمینه رگرسیون فازی توسط دیاموند^[۱۲۰] (۱۹۸۷) و کلمینس^[۱۲۱] در سال ۱۹۸۷ ارائه شد که با بهره گرفتن از روش کمترین مربعات به بررسی و برازش مدل رگرسیون فازی می ­پردازد و می­توان آن را تعمیم یافته رگرسیون کمترین مربعات معمولی دانست. مبنای این روش، استفاده از یک فاصله روی مجموعه اعداد فازی است که بر اساس آن، مجموع مربعات فواصل مقادیر خروجی فازی مشاهده شده و مقادیر برآورد فازی آن­ها، مینیمم می­ شود.
کپی و همکاران^[۱۲۲](۲۰۰۸)، در تحقیقی نتیجه گرفته­اند که مدل­های رگرسیون فازی را به عنوان یک ابزار قدرتمند برای ارتباط بین متغیرهای مستقل و وابسته معرفی، و نتایج آن­ها را نسبت به روش بولی دقیق­تر بیان نمودند. به طور خلاصه برآورد ضرایب رگرسیون فازی عمدتا به دو روش صورت می­گیرد: روش بهینه­سازی امکانی و روش حداقل مربعات و گاها از مدل­های رگرسیون مبتنی بر تحلیل بازه­ای استفاده می­ شود.
در رگرسیون معمولی، متغیرهای مورد مطالعه و مشاهدات مربوط به آن­ها دقیق هستند و روابط بین متغیرها نیز با اضافه نمودن جمله تصادفی در قالب مدل­های دقیق بررسی می­ شود. اما اگر یک سامانه، با متغیرهای نادقیق و یا روابط مبهم روبه رو باشد، آنگاه رگرسیون فازی می ­تواند الگوهای مناسب­تری را در اختیار گذارد. لذا به کار گیری شیوه ­ها و ابزارهای نظریه مجموعه­های فازی در گسترش و تعمیق روش­های آماری، مورد توجه بسیاری از محققین قرار گرفته است. محمدی و طاهری (۱۳۸۴) در برازش توابع انتقالی با بهره گرفتن از رگرسیون فازی نشان داد که روش رگرسیون فازی در شرایط روابط ابهامی بین متغیرها و به طور کلی در مواردی که با خطاهای ناشی از ابهام در ساختار معادلات رگرسیونی روبه رو هستیم. می ­تواند مکمل و یا جایگزین مناسبی برای روش رگرسیون آماری تلقی شود. بردوسی و همکاران (۱۹۹۰) در طی مطالعات خود به این نکته اشاره می­ کنند که در مباحث هیدرولوژی به جهت وجود مشاهدات نادقیق، می­توان از نتایج رگرسیون فازی در تصمیم گیری­های مدیریتی بهره جست. ساداتی­نژاد و همکاران (۲۰۰۹) در بازسازی داده ­های تخلیه ماهانه حوضه ایستگاه در حوزه رودخانه کارون بزرگ، و همچنین بازسازی داده ­های گمشده سالیانه بارش در این حوضه عنوان کردند روش رگرسیون خطی فازی نسبت به روش­های رگرسیون ساده و رگرسیون چندگانه خطی از دقت کمتری برخوردار است(ساداتی نژاد و همکاران،۱۳۹۰). متین زاده و همکاران (۱۳۹۰) با بهره گرفتن از رگرسیون فازی به تخمین و بازسازی داده ­های حداکثر بارش ٢۴ ساعته در استان چهارمحال و بختیاری پرداختند. خزایی و همکاران(۱۳۹۱) در تحقیقی به افزایش دقت معادله­ بیلان آب به کمک رگرسیون فازی پرداختند. هدف این مطالعه اعمال یک مجموعه ضرایب فازی بر اجزای معادله­ بیلان بود که بیانگر عدم دقت در برآورد آن جز می­باشد و به کمک آن می توان خطای کلی معادله­ بیلان در یک محدوده مطالعاتی و دوره­ زمانی مشخص را، در یک فرایند مبتنی بر رگرسیون فازی وحداقل نمودن خطا در سیستم، به حداقل رساند. در انتخاب نوع آفت­کش­ها (ورف و زیمر^[۱۲۳]،۱۹۹۶)، در ارزیابی اراضی (کسل-گینتز^[۱۲۴] ،۱۹۹۷)، و در شستشوی نیترات (مرتنز و هیو^[۱۲۵] ،۲۰۰۲)، از روش حداقل مربعات فازی استفاده گردید. نوری و همکاران (۱۳۸۶) در پیش ­بینی سیلاب با بهره گرفتن از مدل جدید شبکه عصبی- موجکی شعاعی و رگرسیون امکانی فازی نتیجه گرفتند که عملکرد رگرسیون فازی در مقایسه با مدل شبکه عصبی - موجکی شعاعی بهتر بوده و دارای خطای نسبی کمتری می­باشد.
همچنین پرویز و خلقی (۱۳۸۷) در مقایسه بین مدل استوکستیکی ARIMA و رگرسیون فازی در پیش ­بینی جریان رودخانه، دقت بیشتر رگرسیون فازی را تایید می­ کنند. جعفری میانایی و کشاورزی (۱۳۸۷) در تحقیقی نشان دادند که روش فازی نسبت به روش معمول آماری، برآورد نسبتاً دقیق­تری از میزان رسوبات حمل شده ارائه نموده است.

آزمایشات تجربی
اطلاعات ضمن بهره ­برداری
این اطلاعات در مرورهای بعدی در طراحی، با ایجاد حلقه­ی بازگشت اطلاعات و برای بهسازی پایایی به کار می­روند. مطالعه روند تغییرات پایایی در یک سیستم در حال کار و گردآوری اطلاعات مناسب، دارای منافع متعددی از قبیل ارزیابی عملکردهای قبلی و کاربرد آن برای پیش ­بینی آینده است.

(( 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. ))

روش­های پیش ­بینی پایایی [۱۴]
برای تحلیل سیستم­ها، روش­های متعددی ارائه شده است که برخی از آنها عبارتند از:
روش احتمال شرطی^[۵]
تحلیل کات­ست مینیمم^[۶]
روش تای­ست^[۷]
استفاده از نمودار درختی^[۸]
استفاده از نمودار منطقی^[۹]
استفاده از ماتریس اتصالات^[۱۰]
مدل­سازی مارکوف
شبیه­سازی مونت کارلو

محاسبه شاخص­ های پایایی
سیستم نگهداری و تعمیرات نیز مانند تمامی سیستم­های دیگر جهت اندازه ­گیری درصد موفقیت، نیازمند شاخص است که می­توان از این شاخص ­ها برای تعیین قابلیت یک دستگاه، یک دپارتمان یا یک خط تولید استفاده نمود. از مهم­ترین شاخص­ های پایایی، می­توان شاخص­ های زیر را نام برد.

تابع چگالی احتمال خرابی
احتمال اینکه متغیر تصادفی پیوسته­ی بروز خطا T در فاصله­ی زمانی بین t₁ و t₂ باشد؛ به صورت زیر تعریف می­ شود:
که f(t)، تابع چگالی احتمال خرابی سیستم است.

تابع پایایی
پایایی به صورت زیر تعریف می­ شود:

تابع نرخ خرابی
نرخ خرابی، عبارتست از نرخ بروز خطا در فاصله­ی زمانی بین t₁ و t₂ و به صورت زیر تعریف می­ شود:

میانگین فاصله­ی زمانی بین خرابی­ها (MTBF^[11])
کاربرد این این شاخص، پیش ­بینی و تشخیص زمان تقریبی وقوع خرابی بعدی و به دنبال آن، برنامه­ ریزی لازم برای مقابله با خرابی بعدی و انجام تعمیرات مورد نیاز است.
که در آن T، مجموع زمان در دسترس دستگاه و n، تعداد خرابی­ها است.

میانگین مدت زمان تعمیرات (MTTR^[12])
اگر فرض شود؛ یک سیستم که در n نوبت گذشته دچار خرابی شده و زمان لازم برای تعمیر سیستم در نوبت j ، برابر بوده است؛ آنگاه، متوسط زمان لازم برای تعمیر آن برابر است با:
که در آن، مدت زمان تعمیر دوره­ خرابی j و n، تعداد دفعات است.

قابلیت دسترسی^[۱۳]

در بازار داخلی بنگاه­های داخلی تامین­کننده­ تقاضای سه بخش خانوارها، دولت و صادرات هستند. رابطه­ (۵۱) این موضوع را نشان می­دهد.
[۵۱]
با توجه به سهم بالا و عمده­ی درآمد نفتی در تولید ناخالص داخلی و وابستگی دولت به درآمد­های نفتی، لازم است بخش نفت نیز وارد دستگاه معادلات شود. فرض اولیه این است که میزان صادرات نفت کشور مقدار باثباتی است. برای این منظور، فرایند خود رگرسیون برداری مرتبه اول برای تاثیر درآمد نفت و تکانه­های نفتی معرفی می­ شود

( 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. )

[۵۲]   تکانه نفتی را نشان می­دهد. تکانه نفتی می ­تواند ناشی از تغییر در قیمت نفت (  ) و تغییر در مقدار فروش باشد. از این­روی، رابطه (۵۳) نیز تعریف می­ شود.
[۵۳]  با توجه به رابطه­ فوق تغییر قیمت نفت حاصل تغییر قیمت جهانی نفت ضربدر نرخ ارز حقیقی است. بر­این اساس، در فصل تحلیل نتایج، تاثیر تکانه نفتی و تکانه نرخ ارز به­ صورت جداگانه بر متغیرهای پژوهش تبیین خواهند شد.
۳-۲-۱-۴ دولت و بانک مرکزی
بخش دولتی در اقتصاد ایران شامل بانک مرکزی و دولت است. محدودیت نقدینگی بانک مرکزی با توجه به میزان حجم پول، اوراق قرضه و ارزش ذخایر بین ­المللی مطابق رابطه (۵۴) تعریف شده­است.
[۵۴]  در رابطه (۵۴)  مازاد شبه مالی^[۴۷] است که به­ صورت تفاوت عایدی به­دست آمده از ذخایر خارجی منهای عایدی پرداخت شده بابت اوراق قرضه داخلی تعریف می­ شود.
[۵۵]  این مازاد در هر دوره توسط دولت جذب می­ شود. در پایان هر دوره فرض می­ شود ثروت خالص بانک مرکزی صفر است.
[۵۶]  بانک مرکزی با تغییر در R و B می ­تواند عرضه پول را در اقتصاد تحت تاثیر قرار دهد. عرضه­ی پول توسط خانوارها تقاضا می­ شود. در شرایط قیمت­های داخلی تراز بانک مرکزی عبارت است از:
[۵۷]  رابطه (۵۷) رفتار بانک مرکزی را هنگام مداخله در بازار ارز نشان می­دهد. بانک مرکزی با خرید و فروش ارز خارجی توانایی مداخله در بازار ارز و در نتیجه اثرگذاری بر ارزش ارز را دارد. دولت عامل اجرای سیاست مالی است. سیاست­های مالی، بیشتر توسط مولفه­هایی مانند مخارج دولت، سرمایه گذاری، پرداخت­های انتقالی و مالیات­ها مشاهده می­شوند. در مطالعه­ حاضر، مخارج دولت و مالیات­ بر درآمد وارد الگو می­شوند. دولت به­اندازه مخارجش منهای درآمد حاصل از فروش نفت، اوراق قرضه و سایر دارایی­هایش می ­تواند مالیات دریافت کند. بنابراین، محدودیت نقدینگی دولت این است که مجموع درآمدهایش با مخارجش برابر باشد.
[۵۸]  در رابطه فوق،  سهم دولت از مخارج نفت را نشان می­دهد. در کاهای تجربی این ضریب برابر ۸/۰ است. در شرایط حقیقی محدودیت بودجه دولت عبارت است از:
[۵۹]   به­ صورت حقیقی عبارت است از:
[۶۰]  از سوی دیگر، مخارج مصرفی دولت در هر دوره، به دو قسمت عمرانی و مصرفی تقسیم می­ شود. با لحاظ یک تابع با کشش جانشینی ثابت (CES)، مخارج دولت در دوره t به شکل زیر قابل تعریف است.
[۶۱]   و  به­ترتیب مخارج عمرانی و مصرفی را نشان می­ دهند. همچنین،  کشش جانشینی مخارج عمرانی و مخارج مصرفی است.  نیز، وزن مخارج مصرفی را در کل مخارج دولت نشان می­دهد. قید بودجه دولت در دوره t به­ صورت رابطه (۶۲) تعریف می­ شود.
[۶۲]  با توجه به تابع مخارج و قید بودجه دولت، تابع تقاضای دولت برای کالاهای مخارج عمرانی و مصرفی به­ صورت روابط زیر استخراج می­شوند.
[۶۳]
[۶۴]  البته می­توان بدون استفاده از فرایند بهینه­یابی فوق، مخارج مصرفی و جاری را تابعی از سطح درآمد نفت در نظرگرفت^[۴۸]. با ورود محدودیت  در بودجه خانوارها و ارتباط خانوارها، بانک مرکزی و دولت تراز پرداخت­ها به­ صورت رابطه زیر تعریف می­ شود.
[۶۵]   حساب سرمایه اقتصاد است. معادله (۶۶) حساب سرمایه را برحسب پول خارجی نشان می­دهد.
[۶۶]  با توجه به معادله (۶۶) و معادله مصرف داخلی خانوارها، تراز تجاری به­ صورت رابطه (۶۷) معرفی می­ شود.
[۶۷]
۳-۲-۱-۵ معرفی سیاست پولی و تعریف تکانه­های مورد نظر
با توجه به دستوری بودن تعیین میزان بهره، قاعده تیلور در مورد تعیین بهره نمی­تواند نقش بانک مرکزی در سیاست­گذاری پولی را منعکس کند. به همین علت، در کشور قاعده تیلور تعدیل شده، یعنی نرخ رشد پایه پولی به­عنوان سیاست پولی بانک مرکزی در نظر گرفته می­ شود.
[۶۸]  در رابطه­ فوق،  تکانه‌های پولی و  تکانه­های نرخ ارز را نشان می­ دهند. تکانه نرخ ارز با توجه به ضریب همبستگی نرخ ارز و پایه پولی تاثیر داده شده­است. به­منظور بررسی نقش بانک مرکزی در مدیریت متغیرهای پولی، چارچوب الگوی پژوهش با توجه به سیاست­گذاری بانک مرکزی تصریح می­ شود. سیاست بانک مرکزی تثبیت نوسانات قیمتی و ارزی است. برای این منظور، بانک مرکزی میانگین وزنی واریانس متغیرهای مورد نظرش را حداقل می­ کند. رژیم پولی “نرخ ارز مدیریت شده” سیاست پولی بانک مرکزی است. در رژیم مدیریت شده ارز، مداخلات متقارن و منظم در بازار اوراق قرضه و نرخ ارز مشاهده می­ شود. تعیین انحراف کاهش ارزش پول از مسیر بلندمدت است. یعنی، بانک مرکزی می ­تواند با توجه به میزان انحراف متغیرهای تورم، نرخ ارز و تولید از میزان هدف­شان در زمان t، قاعده پولی را برای دخالت در بازار به­منظور جلوگیری از کاهش ارزش پول ملی تنظیم کند. در این حالت، تابع مورد نظر در ­شکل لگاریتمی به­ صورت زیر تعریف می­ شود.
[۶۹]  تابع فوق در شکل غیر خطی به­ صورت تابع (۷۰) است. میزان ذخایر بانک مرکزی نیز به­ صورت نسبتی از تولید ناخالص داخلی وارد معادله شده­است.
[۷۰]   سهم حقیقی ذخایر از تولید ناخالص داخلی در حالت با ثبات اقتصاد را نشان می­دهد. برای تعریف نسبت نرخ ارز حقیقی از رابطه  استفاده می­ شود. در آن،  میزان تغییر ارزش دلار بر حسب پول ملی را نشان می­دهد. برای بررسی تاثیر تکانه فن­آوری از رابطه (۷۱) استفاده می­ شود.
[۷۱]  به­منظور بررسی تاثیر تکانه مخارج دولت بر متغیرهای پژوهش رابطه­ (۷۲) تعریف می­ شود.
[۷۲]  در رابطه­ فوق،  مقدار با ثبات مخارج دولت و  تکانه­های مخارج دولت را منعکس می­ کنند. همچنین فرض بر این­است که تکانه نفتی نیز مخارج دولت را تحت تاثیر قرار می­دهد. البته برای این منظور همبستگی مخارج دولت و درآمد نفتی به­ صورت ضریبی در تکانه نفتی ضرب شده­است. تکانه­های مخارج مصرفی و مخارج سزمایه­گذاری نیز بر اساس تجزیه مخارج دولت به­ صورت روابط زیر تعریف می­شوند.
[۷۳]
[۷۴]
تکانه نرخ ارز علاوه بر تبیین واکنش متغیرها به تغییرات ناگهانی نرخ ارز، در توضیح افزایش درآمد نفت به­علت تغییر ناگهانی قیمت نفت و تغییر ناگهانی نرخ ارز مفید و مناسب است.
[۷۵]  برای حل الگو از روش غیر خطی استفاده می­ شود. علت استفاده از روش غیر خطی کاهش خطای محاسبات و تعیین دقیق­تر ضرایب و پارامترهای مورد نیاز است. به­ ویژه اینکه برای محاسبه برخی از پارامترهای مورد نیاز الگو اطلاعات کافی وجود ندارد تا با بهره گرفتن از داده ­های سری زمانی آن­ها پارامترها را محاسبه و کالیبره کرد. از این­روی، روش حل الگوی پژوهش غیر خطی است. برای برآورد پارامترها نیز از روش بیزی استفاده می­ شود.
۳-۳ شرایط مانایی الگو
بدلیل وجود تکانه فن­آوری و وجود ریشه واحد در سطح قیمت­ها، الگو مانا نیست. زیرا متغیرها دربرگیرنده روند اسمی و روند تصادفی حقیقی^[۴۹] هستند. بنابراین، برای رفع روندهای اسمی و تصادفی حقیقی، قیمت نهاده­ها به سطح قیمت­ها و متغیرهای حقیقی مثل سرمایه به فن­آوری تقسیم می­شوند. جهت حل سیستم معادلات، لازم است پارامترهای معادلات فوق محاسبه شوند. برای محاسبه پارامترها از روش رویکرد بیزی استفاده می­ شود. با مشخص شدن مقادیر پارامترها و کالیبره­کردن، الگو حل و مقادیر مجهولات استخراج می­شوند. سپس، تاثیر تکانه­های تصادفی برون­زا بر معادلات و پاسخ دستگاه معادلات به تغییرات هر متغیر و تکانه­های داده شده تحلیل می­شوند. علاوه برآن، در صورت بروز تکانه­های موردنظر طول دوره زمانی جهت بازگشت متغیرهای معادلات به مسیر بلند مدت تعادلی بررسی می­شوند.
۳-۴ معرفی داده ­ها
برای محاسبه نسبت با ثبات متغیرها از داده ­های سری زمانی دوره ۱۳۹۲-۱۳۳۸ استفاده شده­است. همچنین، برای برآورد پارامترهای مورد نیاز الگو داده ­های فصلی متغیرها طی دوره ۱۳۹۱-۱۳۷۸ به­کار گرفته شده ­اند. سال پایه برای هر دو گروه داده ­های سالانه و فصلی سال ۱۳۸۳ در نظر گرفته شده­است. ماخذ داده ­های سری زمانی بانک مرکزی جمهوری اسلامی است که از بخش اطلاعات مربوط به سری­های زمانی گردآوری شده ­اند. به­منظور محاسبه­ی پارامترها و ضرایب مورد نیاز الگو از اطلاعات مربوط به متغیرهای تولید ناخالص ملی، تورم، مصرف، سرمایه ­گذاری بخش خصوصی، مخارج دولت، مالیات­ها، کسری بودجه، صادرات، واردات، نرخ ارز، تولید غیر نفتی و نقدینگی استفاده شده­است. متغیرهای اقتصاد کلان دارای حرکت­های ادواری هستند. حرکت­های ادواری شامل رکودها و رونق­هایی هستند که در طول زمان در رفتار متغیرها مشاهده می­شوند. هنگامی­که سیاست­های مناسب و کارآ به­کار گرفته شوند دامنه نوسانات در ادوار تجاری کاهش می­یابد. برای استخراج بخش ادواری متغیرها از ” فیلتر هدریک-پرسکات” با احتساب ((λ=۱۰۰ و نرم­افزار ایویز (نسخه ۸) استفاده شده­است. از طریق رگرس کردن هر متغیر بر روند آن متغیر، متوسط میزان رشد آن متغیر به­دست آمده­است. برای این­منظور از معادله­ زیر استفاده شده­است.
[۷۶]  در معادله فوق،  متغیر مورد نظر،  عرض از مبدا،  ضریب روند،  روند زمانی و  خطای رگرسیون را نشان می­ دهند. علاوه بر مقدار ضرایب برآورد شده، انحراف معیار هر ضریب و سطح معنی­داری گزارش شده ­اند. در بخش پیوست رساله، نمودارهای شماره (۱) تا (۱۳) رفتار ادواری و روند متغیرهای فوق را نمایش می­ دهند. در پژوهش حاضر، متغیر تولید ناخالص ملی به­عنوان شاخص ادوار تجاری در نظر گرفته شده­است. در دوره ۱۳۹۲ – ۱۳۳۸ تولید ناخالص ملی همواره در حال افزایش بوده و مسیر صعودی را طی کرده­است. در بازه زمانی فوق متوسز میزان رشد اقتصادی برابر ۱۷۹/۳ درصد بوده ­است. برای محاسبه تورم از شاخص قیمتی مصرف ­کننده استفاده شده­است. بررسی متغیر تورم نشان می­دهد این متغیر در بلندمدت به­ طور متوسط با نرخی برابر با ۰۴۳/۰ درصد در حال افزایش بوده ­است. نوسانات ادواری تورم در پایان سال ۱۳۶۸، سال ۱۳۷۳ و ۱۳۸۶ بالاتر از سایر دوره­ها بوده و در مجموع نوسان­پذیری بالایی داشته­است. مصرف بخش خصوصی ارتباط مستقیمی با تولید ناخالص ملی داشته­است. از این­روی، نوسانات بخش ادواری مصرف تقریبا مشابه نوسانات تولید ناخالص ملی بوده ­است. متغیر مخارج مصرفی بخش خصوصی طی بازه زمانی ۱۳۹۲-۱۳۳۸ به­ طور متوسط با نرخ ۹۰۷/۴ درصد در حال افزایش بوده ­است. طی سالهای ۱۳۳۸ تا ۱۳۵۳ نوسانات سیکلی مصرف پایین بوده ­است. اما، پس از سال ۱۳۵۳ تا پایان سال ۱۳۹۲ نوسانات سیکلی بیشتر شده ­اند. در مجموع مشاهده می­ شود این متغیر نسبت به متغیرهای تورم اقتصادی و سرمایه ­گذاری بخش خصوصی مسیر هموارتری را طی کرده­است. سرمایه ­گذاری بخش خصوصی تا پایان سال ۱۳۵۲ نوسانات کمی داشته­است. اما از ابتدای سال ۱۳۵۳ تا ۱۳۹۲ دارای نوسانات بالایی بوده ­است. . این متغیر به­ طور متوسط در دوره مورد مطالعه با نرخ ۵۷/۳ درصد رشد کرده و در بلندمدت از روند صعودی برخوردار بوده ­است. مخارج دولت در دوره مورد مطالعه از نوسانات بالایی برخوردار بوده ­است. متوسط میزان رشد مخارج دولت ۹۷۶/۳ بوده ­است. متغیر کسری بودجه دولت بر اساس تفاوت مخارج و درآمدهای دولت اندازه ­گیری شده­است. کسری بودجه از ابتدای دوره تا پایان سال ۱۳۸۲ نوسانات کمی داشته­است. اما از سال ۱۳۸۲ ببعد نوسانات ادواری کسری بودجه افزایش یافته­است. افزایش نوسانات درآمد نفتی کشور و نحوه تامین مالی کسری توسط دولت مهمترین دلایل افزایش نوسانات این متغیر هستند. کسری بودجه دولت در دوره مورد مطالعه با نرخ ۲۰/۰ درصد رشد کرده­است. بررسی روند بلند­مدت آن حاکی­است که از ابتدای سال ۱۳۷۷ کسری بودجه با شیب تندی رشد کرده­است. صادرات کشور شامل صادرات غیر نفتی و صادرات نفت و میعانات گازی است. در طی سال­های ۱۳۹۲-۱۳۳۸ صادرات کل، صادرات غیر نفتی و صادرات نفت و گاز به­ طور متوسط به­میزان ۳۵۶/۱، ۰۵/۰ و ۴۵/۳ درصد رشد کرده ­اند. این آمارها نشان می­ دهند که سهم صادرات غیر نفتی از صادرات کل اقتصاد تا چه حد پایین بوده و در مجموع نوسانات کم­تری داشته­است واردات کل نیز با توجه به تاثیر پذیرفتن از صادرات غیر نفتی و تولید کشور، رفتار سیکلی شبیه به نفت و تولید ناخالص ملی داشته­است. در طی دوره مورد مطالعه واردات کشور دارای به­ طور متوسط از نرخ رشد ۵۷/۳ درصد برخوردار بوده ­است. بررسی متغیر نرخ ارز نشان می­دهد که بانک مرکزی با توجه به سیاست نرخ ارز مدیریت شده و دخالت در بازار ارز تا ابتدای سال ۱۳۷۰ تا حدود زیادی نوسانات نرخ ارز را کاهش داده­است. بنابراین خط مشی دولت و بانک مرکزی در بیشتر سال­ها بر اساس سیاست نرخ ارز میخ شده بوده و مشاهده می­ شود روند حرکت متغیر نرخ ارز بیشتر به شکل پله­ای بوده و در بلندمدت نرخ ارز از سال ۱۳۷۰ ببعد روند صعودی و نوسانات بالایی را تجربه کرده­است. بررسی رفتار ادواری متغیر تولید غیر نفتی حاکی­است در دوره مورد مطالعه دارای نوسانات بالایی بوده است. در بلندمدت روندی صعودی داشته و به­ طور متوسط با نرخ ۰۷/۰ رشد کرده­است. جدول (۳-۲) متوسط نرخ رشد و سطح معنی­داری ضریب برآورد شده را به­ صورت خلاصه نشان می­دهد.
جدول (۳-۲) متوسط نرخ رشد متغیرهای پژوهش در بازه زمانی ۱۳۹۲-۱۳۳۸