شکل ‏۴‑۷ مقایسه تابع اصلی خط و تابع بسط داده شده خط چین در مقادیر بالای x. مشاهده می‌شود هر چه مقدار زیادتر می‌شود تطابق بهتر می‌شود.
در شکل ‏۴‑۸ تابع اصلی و بسط را برای معادله ‏۴‑۳۰ مشاهده می‌کنید. این بار نیز به دلیل تطابق بالایی که در مقادیر x بالا داریم آن را در مقادیر کم x رسم کرده‌ایم.

(( 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. ))

تابع I و J

شکل ‏۴‑۸ مقایسه تابع اصلی خط و تابع بسط داده شده خط چین
تا اینجا توابع موجود در معادلات ‏۴‑۲۴ تا ‏۴‑۲۶ را برای رسیدن به یک رابطه ساده‌تر بسط دادیم. حال به معادله نهایی که باید حل کنیم می‌رسیم:
‏۴‑۳۱
همان‌طور که در سه معادله ‏۴‑۳۱ معلوم است جمله حذف شده است. علت آن این است که در اینجا برای آلاییدگی مثبت محاسبه را انجام می‌دهیم. علت این که در کارهای بالا اثبات کردیم که بسط با معادله اصلی تطابق بالایی دارد این است که در منابع بسط تابع پلی لگاریتم به‌صورت آمده است. همان‌طور که مشاهده می‌کنید بسط‌های ما کمی از بسط مشهور برای این تابع متفاوت است پس اینجا نیاز داشتیم توابع بسط پیشنهاد داده شده را راستی آزمایی کنیم. از حل دستگاه معادله‌ی ‏۴‑۳۱ سه کمیت و و را بدست می‌آوریم. حال نتیجه محاسبه معادله ‏۴‑۳۱ را برای دمای اولیه ۳۰۰ k و آلاییدگی و انرژی دمش ۱٫۵۵ ev انجام می‌دهیم و با مقادیر بدست آمده از آزمایش [۵۱] مقایسه می‌کنیم که در شکل ‏۴‑۹ و شکل ‏۴‑۱۰ رسم شده است. با مقایسه شکل ‏۴‑۹ و شکل ‏۴‑۱۰ متوجه تطابق خوب تئوری و نتیجه آزمایش می‌شویم. هر دو این شکل‌ها به‌صورت نرمال شده به رسانندگی در شرایط تعادل گرافن بدست آمده‌اند. در شکل ‏۴‑۹ منظور از این است که بعد از برخورد پالس لیزر به گرافن این پالس یک شکل موج دارد که مثلا گاوسی است. حال اگر حداکثر مقدار آن را در هر مرحله در نظر بگیریم و رسانندگی الکتریکی آن را محاسبه کنیم به آن می‌گوییم. در شکل ‏۴‑۹ و شکل ‏۴‑۱۰ قسمت رسانندگی مثبت مربوط است به فرایند افت و رسانندگی منفی مربوط به فرایند تقویت است. مشاهده می‌شود وقتی تعداد الکترون‌های برانگیخته به حدود می‌رسد سیستم دارای بهره می‌شود.
شکل ‏۴‑۹ تغییرات چگالی حامل‌ها بر واحد سطح بر حسب رسانندگی نرمال شده به رسانندگی شرایط تعادل در حداکثر شدت موج تابانده شده بر اساس نتایج آزمایشگاهی. قسمت خاکستری Gain را نشان می‌دهد.
شکل ‏۴‑۱۰ تغییرات چگالی حامل‌ها بر واحد سطح بر حسب رسانندگی نرمال شده بر اساس نتایج شبیه سازی. قسمت خاکستری Gain را نشان می‌دهد.
حال به بررسی دمای الکترون‌ها در این بازه می‌پردازیم. در همان شرایط آزمایشگاهی که نتایج شکل ‏۴‑۱۰ بدست آمد دمای الکترون‌ها به‌صورت شکل ‏۴‑۱۱ تغییر می‌کند:
شکل ‏۴‑۱۱ تغییرات چگالی حامل‌ها بر واحد سطح بر حسب دما. قسمت مشخص شده در شکل بازه اعتبار معادله برای این شرایط آزمایشگاهی خاص است.
در شکل ‏۴‑۱۱ تغییرات دما را مشاهده می‌کنیم و همان‌طور که معلوم است بلافاصله بعد از دمش گرافن، دمای الکترون‌های آن( از ۳۰۰ کلوین در برانگیختگی صفر) به حدود ۱۵۰۰ کلوین در برانگیختگیcm^-2 ۲٫۴×۱۰^۱۲ می‌رسد. دمای الکترون­ها حدودا تا حداکثر ۲۳۰۰ کلوین بالا می‌رود. دمایی که در آن به جمعیت معکوس می‌رسیم حدود ۲۰۰۰ کلوین است. علت افزایش و کاهش دما این است که بلافاصله بعد از برانگیختگی دمای الکترون‌ها بالا می‌رود اما بعد از زمان‌های ذکر شده در فصل سوم فرایند برخورد شروع می‌شود. در این شرایط الکترون‌ها شروع به سرد شدن می‌کنند و دمای آن‌ ها به دمای ۳۰۰ کلوین نزدیک می‌شود. البته همان‌طور که گفتیم اعتبار معادلات نوشته شده در حدودی است که انرژی از سیستم هدر نرود و در حقیقت به یک تعادل نسبی برسیم. در هر دمای اولیه بدون برانگیختگی، آلاییدگی و انرژی مورد استفاده دمای الکترون­های برانگیخته متفاوت است. این یعنی رفتار نمودار دما برای بررسی اعتبار معادلات ملاک مناسبی است. که در شکل ‏۴‑۱۱ بازه اعتبار حدودی برای شرایط آزمایشی ذکر شده مشخص شده است. در مکان‌هایی که خیلی دور از حداکثر برانگیختگی نیست معادلات قابل استفاده است. در ادامه به وضعیت پتانسیل شیمیایی در این بازه برانگیختگی برای شرایط آزمایش ذکر شده می‌پردازیم. همان‌طور که در شکل ‏۴‑۱۲ مشاهده می‌کنیم پتانسیل شیمیایی الکترون‌ها µ₊ در برانگیختگی نزدیک به صفر همان مقدار آلاییدگی اولیه گرافن یعنی ۰٫۴ ev را دارد. با افزایش برانگیختگی مقدار آن به علت افزایش الکترون‌ها در نوار رسانش افزایش می‌یابد. اما برای نوار ظرفیت در ابتدا چون تعداد حفره‌ها صفر است و سیستم با یک پتانسیل شیمیایی یکسان تعریف می‌شود مقدار µ_- صفر است(مقداری که با محور فاصله دارد در شکل ‏۴‑۱۲ خطای شبیه سازی است). همین طور که مقدار برانگیختگی زیاد می‌شود قدر مطلق پتانسیل شیمیایی حفره‌ها هم زیاد می‌شود. در شکل ‏۴‑۱۳ برای انرژی‌های ۱٫۳ ev و ۱٫۵۵ ev و ۱٫۷ ev رسانندگی را رسم کرده‌ایم. میزان برانگیختگی لازم برای رسیدن به حالت تقویت در هر انرژی مشخص است. پس به‌طور خلاصه در این بخش یک روش برای محاسبه مقدار رسانندگی تحت انرژی‌های مختلف ارائه کردیم که در مقایسه آن با تئوری فرض بر این بود که مقادیر مورد بحث در ماکزیمم هر پالس اندازه‌گیری شده است.
شکل ‏۴‑۱۲ تغییرات چگالی حامل بر واحد سطح برانگیخته شده بر حسب پتانسیل شیمیایی برای الکترون µ₊ و حفره µ_-
شکل ‏۴‑۱۳ رسانندگی بهنجار شده به رسانندگی حالت بدون میدان گرافن برای سه انرژی ۱٫۳ ev نقطه چین و ۱٫۵۵ ev خط چین ۱٫۷ ev خط حالت تقویت را در قسمت رسانندگی منفی مشاهده می‌کنیم.
بررسی جمعیت وارون در گرافن با روش تابع انتقال بولتزمن
در این بخش ابتدا هامیلتونی گرافن را بررسی می‌کنیم. سپس نرخ گذار را برای حالت فونون-حامل و فوتون-حامل می‌نو
یسیم. در نهایت با بهره گرفتن از معادلات تعادل^[۶۶] که بر پایه معادله انتقال بولتزمن نوشته شده است و رابطه مربوط به تعداد کل حامل‌ها، پتانسیل شیمیایی حفره‌ها و الکترون‌ها را بدست می‌آوریم. فرض برای این محاسبه آن است که گرافن روی زیر لایه SiC به صورت رشد هم بافته قرار گرفته است و پتانسیل شیمیایی اولیه آن غیر صفر است. قطبش نور فرودی به گرافن در جهت x می­باشد. حال اگر بر هم کنش پرتو نور و حامل ها در گرافن و بر هم کنش حامل-فونون را به صورت یک اختلال در نظر بگیریم هامیلتونی به شکل ‏۴‑۳۲ است:
‏۴‑۳۲
که هامیلتونی گرافن در حالت غیر اختلالی است که به‌صورت ‏۴‑۳۳ است:
‏۴‑۳۳
که ماتریس پاولی است و به‌صورت ‏۴‑۳۴ تعریف می‌شود:
‏۴‑۳۴
, ,
هامیلتونی گرافن به‌صورت ‏۴‑۳۵ است:
‏۴‑۳۵
هامیلتونی اختلالی را به‌صورت ‏۴‑۳۶ می‌نویسیم:
‏۴‑۳۶
که مربوط به بر هم کنش حامل و نور فرودی و مربوط به بر هم کنش فونون و حامل است. برای بدست آوردن بر هم کنش حامل و نور فرودی از پیمانه کلمب^[۶۷] استفاده می‌کنیم که به‌صورت که در آن به‌جای e قدر مطلق بار الکترون را قرار می‌دهیم. پس برای هامیلتونی بر هم کنش نور و گرافن رابطه ‏۴‑۳۷ را داریم:
‏۴‑۳۷
همان‌طور که گفته شد قطبش نور فرودی در جهت x است که در معادله ‏۴‑۳۷ اعمال شده است. در آن است که F₀ شدت میدان الکتریکی و فرکانس نور تابانده شده است. در ادامه به بررسی هامیلتونی حامل فونون می‌پردازیم. در اینجا فقط به بررسی فونون‌های اپتیکی می‌پردازیم چون در بازه زمانی که جمعیت معکوس را داریم، دما بسیار بالاست، که در این دمای بالا فونون‌های اپتیکی در سیستم وجود دارند[۵۲]. برای محاسبه هامیلتونی فونون اپتیکی ابتدا تابع زیر را معرفی می‌کنیم^[۶۸][۵۵]:
‏۴‑۳۸
که N تعداد سلول‌های واحد و M جرم هر اتم کربن و فرکانس فونون اپتیکی در نقطه به میزان ۰٫۱۹۶ ev است. بردار موج و ζ نشان دهنده نوع موج یعنی عرضی t یا طولی l و در نهایت و نشان دهنده عملگرهای خلق و فنا است. بردارهای موج را به‌صورت زیر تعریف می‌کنیم:
‏۴‑۳۹ ,
که در آن q=|q| است. برای مدهای طولی و عرضی به‌صورت روابط زیر است:
‏۴‑۴۰
,
بر هم کنش الکترون و فونون اپتیکی در نقطه K به‌صورت زیر است:
‏۴‑۴۱
,
که طول پیوند در شرایط تعادل است و و پارامتر به‌صورت زیر معرفی می‌شود:
‏۴‑۴۲
در نهایت هامیلتونی بر هم کنش الکترون-فونون به‌صورت زیر است:
‏۴‑۴۳
که برای موج طولی و عرضی به‌صورت زیر معرفی می‌شود:
‏۴‑۴۴
و برای نقطه K^‘ به‌صورت است که زاویه بین q و محور x است.
برای محاسبه احتمال گذار باید از قاعده طلایی فرمی استفاده کنیم که در ادامه ابتدا توضیحی در مورد آن می‌دهیم سپس نتایج احتمال گذار بر واحد زمان یا همان آهنگ گذار را برای هامیلتونی‌های اختلالی بدست می‌آوریم. قاعده طلایی فرمی رابطه‌ای است برای محاسبه آهنگ گذار که در آن از اختلال وابسته به زمان استفاده می‌کنیم. برای استفاده از این قاعده هامیلتونی سیستم را به‌صورت H=H₀+H_Perturbation در نظر می‌گیریم و ویژه حالت سیستم را بر اساس بسط ویژه حالت پایه سیستم که فاکتور زمانی دارد به‌صورت بسط می‌دهیم. حال برای محاسبه آهنگ گذار سه فرض داریم:
۱-سیستم در حالت اولیه در حالت |i> است و احتمال حضور آن در هر حالت دیگر صفر است.
۲-اختلال ضعیف است و برای مدت کوتاهی اعمال می‌شود به طوری که حالت‌های سیستم را عوض نمی‌کند و می‌توان از ویژه حالت‌های قبل از اختلال سیستم برای توصیف آن استفاده کرد.

1. 1.  MOHAMMAD ALI KHORSANDIAN (Ph.D)

Advised by

1. 1. ALI ASGHAR HATAMI

1. 1. NADER MARDANI

July 2012
- Clauses limiting or excluding liability (in English law) and les clauses limitatives et exoneratoires de responsabilite (in French law). ↑
- ر.ک. به: بخش دوم از پژوهش ، فصل اول، مبحث دوم (شرایط اعتبار قصد و رضا)، گفتار اول (وجود قصد و رضا). ↑
- ر.ک. به: همین بخش از پژوهش حاضر، فصل سوم، مبحث اول (تمییز شروط محدود کننده و ساقط کننده مسئولیت از موارد مشابه)، گفتار چهارم (صلح). ↑
- برای ملاحظه معنای وسیع شروط معافیت در مقایسه با برابرهای فرانسه بنگرید به :

(( 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. ))

1977. 1977. Meinertzhagen-Limpens,"Les clauses d^’exoneration ("Exception Clauses") en droit anglais", Rev. dr. int. et dr. comp., 1977. n.2-3, p.269, Cited By: Par Paul Alain Foriers, Les Obligations, Tome Second, Avertissement, p. 127 & pp. 134-141. ↑

-P.M. Perell,"Attacking Exculpatory Provisions", The Advocates, Quarterly, Vol. 18, n. 2, 1996, p. 129.
استخراج شده از سایت <WWW.HEINONLINE.ORG> به آدرس :
<http://heinonline.org/HOL/LandingPage?collection=journals&handle=hein.journals/aqrty18&div=15&id=&page> ↑
- به عنوان نمونه رجوع شود به شیخ مرتضی غروی آشتیانی، کتاب اجاره در شرح شرایع، چاپخانه بهمن، چاپ ۱۳۴۳ شمسی. ↑
- دکتر ناصر کاتوزیان، حقوق مدنی، قواعد عمومی قراردادها، ج ۴، اجرای عقد و عهد شکنی- مسئولیت قراردادی، چاپ چهارم، انتشارات شرکت سهامی انتشار، ۱۳۸۳، ش ۸۳۷. ↑
- ماده ۶۴۲ قانون مدنی ایران . ↑
- کافی است به کتاب اجاره شیخ مرتضی غروی آشتیانی در شرح شرایع (چاپخانه بهمن، ۱۳۴۳ شمسی) رجوع شود که در حالی که بیست صفحه از شرط ضمان بر مستأجر گفته است، حتی کلمه‌ای از شرط عدم ضمان سخن نرانده است یا در کتاب های مرجع مانند جواهر بیش از آنکه از شروط عدم ضمان و عدم مسئولیت بحث شده باشد، از شروط ضمان و مسئولیت صحبت شده است . ↑
- J.Carbonier, Droit civit, t.4: les obligations, 21^e ed., Themis, 1996, n. 175, Cited by: Audrey Lebois, Contractual obligations to do, 2008, p. 3. ↑
- دکتر ناصر کاتوزیان، حقوق مدنی، قواعد عمومی قراردادها، ج۳: آثار قرارداد در رابطه بین دو طرف و نسبت به اشخاص ثالث، چاپ چهارم، انتشارات شرکت سهامی انتشار، ۱۳۸۳، ش۵۵۱: «معنی خاص و پیشنهادی شرط ضمن عقد». ↑
- Chitty, Contracts, Vol. 1: General Principles, 25th Edition, Sweet & Maxwell, 1983, n. 925. ↑
- بند ۲ از ماده ۶ قانون شروط ناعادلانه قراردادی انگلیس که از جمله ناظر به بند ۲ ماده ۱۴ قانون بیع کالا (Sale of Goods Act 1979) است؛ شرط عدم مسئولیت بابت عیوب مخفی مبیع را در صورتی که بیع میان حرفه ای و مصرف کننده واقع شده باشد، باطل می داند و در صورتی که میان دو حرفه ای (تاجر) واقع شده باشد، تابع معیار معقولیت می شمارد. نقل از مقاله : Lavelle Coleman Solisitors, Unfair Contract Terms, pp.1-2 . ↑
for more information refer to: Office of Fair Trading, “Unfair Contract Terms guidance", pp. 1-88, September 2008. <http://www.oft.gov.uk/shared_oft/reports/unfair_contr act_terms/oft311.pdf>
- Cheshire, Fifoot & Furmston, Law of Contract, 11th Edition, Butterworths, 1989, p. 182. ↑
۱- Coote, Exception Clauses, 1964, p. 1, Cited by J.D.Crothers, “Faute Lourde and the Perfectly Drafted Exclusion Clause: a “Civil” Response to a “Common” Problem", Les Cahiers de Droit, Vol. 26, No. 4, 1985, pp. 888 & 890.
استخراج شده از سایت <www.erudit.org> به آدرس اینترنتی:
< http://www.erudit.org/revue/cd/1985/v26/n4/042694ar.pdf> ↑
- David Yates, Exclusion Clauses in Contract, 2nd Edition, Sweet & Maxwell, 1982, p. 124. ↑
- Doctrin of Repugnancy ↑
۱- David Yates, Ibid. p. 139. ↑
- Primary Obligations ↑
- Secondary Obligations ↑
۴- David Yates, Ibid. p. 132. ↑
۱- Coote, Exception Clauses, 1964, p. 1, Cited by: Crothers, op. cit. p. 890.
استخراج شده از سایت <www.erudit.org> به آدرس اینترنتی :
< http://www.erudit.org/revue/cd/1985/v26/n4/042694ar.pdf> ↑
۲- David Yates, op. cit. p. 132. ↑
۳- David Yates, op. cit. pp. 125, 155. ↑
- دکتر ناصر کاتوزیان، منبع پیشین (قواعد عمومی قراردادها، ج۳)، ش ۵۷۷ . ↑
- برای تکمیل سخن ر.ک. به: گفتار اول از همین مبحث پژوهش حاضر. ↑
۳- David Yates, op. cit. p. 155. ↑
- به همین جهت «کوت» عنوان کتاب خود را «Exception Clauses» گذاشته است؛ اصطلاحی که به معنی شروط عدم تعهد است تا شروط عدم مسئولیت. ↑
۱- Les clauses allegeant les obligations - Les clauses restreignant le contenu des obligations.

زبان، گویش، لهجه، گونه؛ یک ـ خصوصیات گویشور دوـ لوازم کار برای گردآوری یک گویش یا لهجه سه ـ مراحل کار با گویشور چهارـ تنظیم مطالب واژه‌نامه پنج‌ـ طرح اصلی تنظیم مطالب.

( 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. )

ــــــ . “ساخت واژه در گویش کلیمیان اصفهان". مجله پژوهش علوم انسانی دانشگاه اصفهان. ج۴. ش۱ـ۲. پاییز ۱۳۷۱، ص۱ـ۱۳.
فعل؛ واژه‌های غیرفعلی.
ــــــ . “ساخت واژه در گویش لاری". فرهنگ (نشریه مؤ سسه مطالعات و تحقیقات فرهنگی وزارت علوم و آموزش عالی). کتاب ۶. بهار ۱۳۶۹، ص۱۸۹ـ۱۹۸.
واژه‌ در این گویش از نظر ساخت اشتقاقی؛ نقش واژه‌ها در این گویش.
ــــــ . “ساختمان آوایی اتباع در زبان فارسی"، در کنگره تحقیقات ایرانی (کرمان، ۲۵ـ۳۰ شهریورماه ۲۵۳۶=۱۳۵۶)، هشتمین کنگره تحقیقات ایرانی. به کوشش محمد روشن. تهران:فرهنگستان ادب و هنر، ۱۳۵۸، ج۲، ص۶۳ـ۷۲.
نقش اتباع در جمله؛ تقسیم‌بندی اتباع از لحاظ جای تابع؛ تقسیم‌بندی تغییرات واکه‌ها در اتباع.
ــــــ . “شناسایی فعل مرکب در فارسی". مجله دانشکده ادبیات و علوم انسانی دانشگاه تهران. س۲۷. ش۳ـ۴. پیاپی ۱۱۱ـ۱۱۲. پاییز ـ زمستان ۱۳۶۸، ص۱۴۷ـ۱۵۵.
تعریف فعل مرکب؛ انواع جزء غیرفعلی در فعل مرکب؛ انواع جزء فعلی در فعل مرکب؛ ملاک‌های تشخیص فعل مرکب.
ــــــ . “شناسه سوم شخص مفرد در مصادر فارسی". فرهنگ (ویژه زبان شناسی) فصلنامه پژوهشگاه علوم انسانی و مطالعات فرهنگی. س۹. ش۱. پیاپی ۱۷. بهار ۱۳۷۵، ص۲۷ـ۳۷.
مصدر در فارسی میانه؛ مصدر همراه با “ست"، مصدر بدون “ست"؛ انواع مصدر در فارسی امروز؛ پیدایش “ست” و گونه‌های آن در مصادر فارسی.
ــــــ . “فعل در گویش کردی مهاباد"، در کنگره تحقیقات ایرانی (تهران، ۱۱ـ۱۶ شهریورماه ۱۳۵۱)، سومین کنگره تحقیقات ایرانی. به کوشش محمد روشن. تهران: بنیاد فرهنگ ایران، ۱۳۵۲، ج۲، ص۲۴۹ـ۲۶۵.
مصدر؛ ستاک‌های فعل؛ وندهای فعلی؛ زمان‌های فعلی؛ افعال مجهول؛ افعال سببی؛ افعال مرکب؛ فرق افعال لازم و متعدی.
ــــــ . “فعل در گویش کلیمیان اصفهان"، در کنگره تحقیقات ایرانی (تبریز، ۲ـ۵ شهریورماه ۱۳۵۴)، مجموعه سخنرانی‌های ششمین کنگره تحقیقات ایرانی. زیرنظر ناصر بقایی، اکبر بهروز. تبریز: دانشگاه آذرابادگان، ۱۳۵۷، ج۳، ص۳۰۴ـ۳۳۸.
ساختمان فعل؛ انواع فعل.

• • ــــــ . “کوتاه کردن نام‌های خاص در زبان فارسی محاوره‌ای". زبان شناسی. س۲. ش۱. پیاپی ۳. ۱۳۶۴، ص۴۷ـ۵۰.

چگونگی کوتاه کردن.

• • ــــــ . “گذشته نقلی در لهجه‌ها و گویش‌های ایرانی"، در همایش ملی ایران‌شناسی (مکان، زمان؟)، خلاصه مقالات نخستین همایش ایران‌شناسی. تهران: دایره سبز، ۱۳۸۱، ص۲۲۷ـ۲۲۸.*

• • ــــــ . “لهجه تهرانی فارسی گفتاری یا فارسی عامیانه؟” [نقد و معرفی اثر لازار ساموئیلوویچ پی‌سیکوف، مترجم محسن شجاعی]. جهان کتاب. س۷. ش۱۵ـ۱۶. پیاپی ۱۵۹ـ۱۶۰. آذر ۱۳۸۱، ص؟.*

• • ــــــ . “مقایسه‌ای بین دو لهجه از گویش کردی". فرهنگ (ویژه زبان شناسی). فصلنامه مؤ سسه مطالعات و تحقیقات فرهنگی (پژوهشگاه). کتاب ۱۳. ش۶۹۵. زمستان ۱۳۷۱، ص۱۶۳ـ۱۷۵.

۱ـ جنس ۲ـ منادا ۳ـ حالت … ۱۳ـ فعل “بودن” ۱۴ـ افعال سببی.

• • ــــــ . “مقایسه بین گویش‌های کردی مهاباد، سنندج، کرمانشاه". مجله علمی و پژوهشی علوم انسانی دانشگاه الزهراء. س۵. ش۱۳ـ۱۴. بهارـ تابستان ۱۳۷۴، ص۵۹ـ۸۰ .

مصادر؛ گونه‌های حال و گذشته؛ ضمایر شخصی آزاد.

• • ــــــ . “مقایسه نقش وندهای شخصی در فارسی میانه، کردی و فارسی امروز". فرهنگ. نشریه مؤ سسه مطالعات و تحقیقات فرهنگی. کتاب دوم و سوم. بهارـ پاییز ۱۳۶۷، ص۴۲۷ـ۴۴۰.

وندهای شخصی در سه زبان ذکرشده از نظر صوری؛ بررسی نقش این وندها.

• • ــــــ . “نام خانوادگی در ایران از نظر ساخت دستوری". مجله دانشکده ادبیات و علوم انسانی دانشگاه فردوسی مشهد. س۲۹. ش۱ـ۲. پیاپی ۱۱۲ـ۱۱۳. بهارـ تابستان ۱۳۷۵ (تاریخ انتشار: پاییز ۱۳۷۶)، ص۹۳ـ۱۰۰.

۱ـ بسیط ۲ـ مشتق ۳ـ مرکب.

• • ــــــ . “نشانه جمع در لهجه‌ها و گویش‌های ایرانی". مجله دانشکده ادبیات و علوم انسانی دانشگاه فردوسی مشهد. س۲۸. ش۲۰. پیاپی ۱۰۵. تابستان ۱۳۷۳، ص۳۲۷ـ۳۳۶.

لهجه‌های مورد بررسی؛ ذکر مثال؛ نتیجه‌گیری.

• • ــــــ . “نقش مجموعه آوایی «ـ ای‍ ـ » [ـiyـ] پیش از پسوندهای «آن» جمع و نسبت و «آنه» نسبت، در چند کلمه فارسی". زبان شناسی. س۱. ش۱. بهار ـ تابستان ۱۳۶۳، ص۷۲ـ۷۵.

تجزیه واژه‌ها براساس تکواژ‌های تشکیل‌دهنده آن‌ ها در فرهنگ معین؛ نتیجه و پیشنهاد نگارنده در تجزیه این کلمات.

• • ــــــ . “نقش و جای شناسه فعلی و ضمیر پیوسته در گویش‌های ایرانی". زبان شناسی. س۱۷. ش۱. پیاپی ۳۳. بهارـ تابستان ۱۳۸۱، ص۷۷ـ۱۰۲.

۱ـ مقدمه ۲ـ نقش معمول شناسه فعلی ۳ـ نقش معمول ضمیر پیوسته ۴ـ نقش‌های اضافی شناسه فعلی در گویش‌های ارگتیو ۶ـ جای شناسه فعلی و ضمیرپیوسته در گویش‌های ارگتیو.

• • ــــــ . “نقش‌های «هم» در زبان فارسی". زبان شناسی. س۷. ش۲. پیاپی ۱۴. پاییز ـ زمستان ۱۳۶۹، ص۵۶ـ۵۸.

۸

۱۳۸۸

دادگر و نیک نعمت

کاربرد مدل تحلیل پوششی داده ها در ارزیابی کارایی واحدهای اقتصادی

در این تحقیق کارایی ۳۸ سرپرستی بانک تجارت در کل کشور با بهره گرفتن از دو مدل CCR و BCC محاسبه و رتبه بندی واحدهای کارا ارائه شده است. نتایج نشان می دهد که سرپرستی های مناطق سه، چهار و پنج تهران کاراتر و سرپرستی های قم، زنجان، آذربایجان غربی و آذربایجان شرقی ناکارا می باشند. میانگین کارایی سه سال به ترتیب ۷۹٫۷ ، ۷۸ و ۴۷٫۲ درصد است

۹

۱۳۸۹

افخمی و همکاران

بررسی روند کارایی بانک های تجاری ایران

در این تحقیق برای ردیابی عملکرد هر واحد تصمیم گیری و تجزیه و تحلیل تغییرات در کارایی و بهره وری در طی زمان و همچنین تفکیک بهره وری به دو جزء عمده آن یعنی تحولات تکنولوژیک و تغییرات در کارایی، از روش تحلیل پنجره‌ای و شاخص مالم کوئیست استفاده می‌شود. میانگین مقادیر شاخص بهره‌وری مالم کوئیست بانک های تجاری ایران در دوره مذکور ۱٫۰۶۳ می باشد که گویای بهبود عملکرد نظام بانکی ایران می‌باشد.

( 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. )

۱۰

۱۳۸۹

نامداری و دیگران

ارزیابی کارایی بانک های دولتی ایران با بهره گرفتن از روش تحلیل پوششی داده ها

نتایج ارزیابی کارایی فنی نشان می دهد که بانکهای رفاه، صنعت و معدن و توسعه صادرات از لحاظ کارایی مدیریتی در وضعیت مناسبی قرار داشته اند، اما از میان این بانک ها فقط بانک صنعت و معدن در همه سال ها از کارایی مدیریتی و مقیاس ۷۰۰ درصد برخوردار بوده است

۱۱

۱۳۹۰

شفیعی و دانش جعفری

بررسی عوامل موثر بر کارایی فنی در بانک های ایران با بهره گرفتن از الگوی اثرات مختلط/چندسطحی

در شناسایی عوامل موثر بر کارایی فنی در بانکداری ایران ابتدا درجه کارایی، به تفکیک هر بانک و با بهره گرفتن از تابع هزینه ترانسلوگ چندمحصولی با جزء خطای ترکیبی، برآورد می شود. در مرحله بعد، به تحلیل عوامل موثر بر کارایی با توجه به متغیرهای فردی و ساختاری (به صورت نوع مالکیت/جنس فعالیت) در هر بانک و آثار ناشی از اعمال تسهیلات قانونی در این صنعت، در قالب یک الگوی اثرات مختلط/چندسطحی پرداخته می شود. نتایج برآورد نشان می دهد که اگرچه متوسط کارایی بانک های دولتی در طول زمان بهبود یافته، در مقایسه با کارایی بانک های غیردولتی نسبتی کاهنده داشته است. به علاوه، در سطح متغیرهای فردی تاثیرگذار بر کارایی هر بانک، بررسی ها نشان داد که پوشش اتوماسیون به نسبت سایر متغیرهای مندرج در الگو، از بیش ترین اثر بر بهبود کارایی فنی در بانک ها برخوردار است.

۱۲

۱۳۹۲

مجیبی و همکاران

ارزیابی کارایی نسبی شعب بنیاد مسکن استان اصفهان در طرح به سازی مسکن روستایی

یافته های تحقیق نشان می دهد که شعب بنیاد مسکن ۶شهرستان از ۲۲ شهرستان استان اصفهان در طرح مذکور کارا بوده اند و بقیه شهرستان یا ناکارا هستند، همچنین اکثر شهرستان یا نسبت به شاخص جمعیت به عنوان یک شاخص ورودی حساسیت داشته اند. نتایج پژویش نشان داد که به منظور بهبودعملکرد و همراستا شدن با اهداف برنامه های چهارم و پنجم توسعه، شهرستان های استان نیازمند تغییراتی در شاخص ها هستند که با بهره گرفتن از مدل تحلیل پوششی داده ها میزان تغییرات برای هر شهرستان جهت رسیدن به نقطه کارا تعیین گردید

پیشینه ی تحقیق در خارج از کشور (مطالعات خارجی)

ردیف

سال

نام محقق

عنوان تحقیق

نتایج حاصل از تحقیق و متغیرهای مهم و مطرح شده در تحقیق

۱

۰٫۸۶

R-squared

۰٫۷۳

آماره F

۲۱۲٫۲

Adjusted R-squared

۰٫۷۳

Prob(F-statistic)

۰٫۰۰

با توجه به مقدار p-value به دست آمده برای آماره F که برابر با صفر میباشد (p-value ≤ ۰٫۰۵)، فرض H₀ رد میشود و این نشان میدهد که تمامی ضرایب رگرسیون به طور همزمان صفر نیستند. بنابراین به طور همزمان بین تمامی متغیرهای مستقل با متغیر وابسته رابطه معنی داری وجود دارد.

(( 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. ))

با توجه به جدول ۴-۶ و مقدار p-value آماره t برای متغیر هزینه تبلیغات (ADV) که برابر صفر می باشد و کمتر از سطح خطای ۰٫۰۵ است (p-value ≤۰٫۰۵ )، فرض صفر(فرض عدم وجود رابطه بین هزینه تبلیغات و فروش) رد می شود و در نتیجه بین هزینه تبلیغات و فروش رابطه معنی داری وجود دارد. همچنین با توجه به ضریب متغیر هزینه تبلیغات که مثبت و برابر ۰٫۳۹ می باشد، نتیجه می شود بین هزینه تبلیغات و فروش رابطه مثبتی وجود دارد و هنگامی که هزینه های تبلیغاتی افزایش می یابند، فروش نیز افزایش می یابد. در نتیجه فرضیه اول پذیرفته می شود.
مقدار R² تعدیل شده در هر دو مدل برابر ۰٫۷۳ میباشد، که نشان می دهد ۷۳ درصد تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل تشریح میشود؛ به عبارت دیگر ۷۳ درصد تغییرات متغیر وابسته مربوط به متغیرهای مستقل میباشد.
۴-۵- ۲- آزمون فرضیه دوم
فرضیه دوم تحقیق به شرح زیر می باشد:
“هنگامی که رقابت در بازار محصول افزایش می یابد، تاثیر هزینه های تبلیغاتی در فروش نیز افزایش می یابد.”
جهت آزمون این فرضیه از مدل چند متغیره زیر استفاده می‌شود:
SALES_t = α_۰ ADV_t-1 + α_۱HIGH_COMP_t + α_۲ADV_t-1*HIGH_COMP_t +α_۳ROA_t + α_۴SIZE_t + α_۵MB_t+ α_۶LOSS_t+ α_۷AGE_t+ε, (۲)
جهت آزمون فرضیه دوم، بر اساس متغیر رقابت بازار محصول با دو معیار شاخص هرفیندال-هیرشمن و Q توبین، نمونه به دو دسته رقابت پایین و بالا تقسیم می شود که مقادیر بالاتر از میانگین مقدار یک، و مقادیر کمتر از میانگین مقدار صفر را می گیرند و از نمونه ما حذف می شود و فقط مقادیر بالاتر از میانگین رقابت بازار محصول مورد تجزیه و تحلیل قرار می گیرد ، سپس مدل شماره ۲ برای دو گروه برازش داده می شود و تأثیر رقابت بازار محصول بر رابطه هزینه های تبلیغاتی با فروش بررسی می شود.
نتاج برازش مدل بر اساس شاخص هرفیندال-هیرشمن در جدول ۴-۷ ارائه شده است.
جدول(۴-۷): نتایج تجزیه و تحلیل داده ها جهت آزمون فرضیه دوم با شاخص هرفیندال-هیرشمن

متغیر

ضریب

انحراف استاندارد

آماره t

p-value

C

۴۷٫۳۷-

۳٫۵۸

۱۳٫۲۵-

۰٫۰۰

ADV

۰٫۶۴

۰٫۱۶

۴٫۰۵

۰٫۰۰