به کوواریانس بین یک سری زمانی مانند  با وقفه­های زمانی خودش خودکوواریانس و به ضریب همبستگی آن سری زمانی با وقفه­هایش، خودهمبستگی گویند.
معادله ۲-۵)

معادله ۲-۶)

: ضریب همبستگی بین  و
اما از آن جایی که همبستگی بین یک سری زمانی با وقفه­هایش اثر زمان­های بین آن را لحاظ می­ کند، برای حذف اثر این زمان­ها از همبستگی جزئی استفاده می­ شود. خودهمبستگی جزئی برای یک و دو وقفه زمانی به قرار زیر محاسبه می گردد:

(( 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. ))

معادله ۲-۷)

: ضریب همبستگی بین  و
: ضریب همبستگی بین  و
۲-۴-۴) تابع خودهمبستگی^[۴۱] و خودهمبستگی جزئی^[۴۲] [۲۷]
اگر مقادیر خودهمبستگی و خودهمبستگی جزئی را به ازای  در قالب نمودار رسم نماییم، اشکال حاصله را به ترتیب تابع خودهمبستگی و خودهمبستگی جزئی می­نامند.
۲-۴-۵) فرآیندهای کاملاً تصادفی^[۴۳]
اگر برای سری زمانی ، شرایط زیر برقرار باشدآن را کاملاً تصادفی گویند:
(۲-۸)
(۲-۹)
(۲-۱۰)
بنابراین یک فرایند کاملاً تصادفی دارای میانگین و واریانس ثابت است و مقادیر خودکواریانس آن صفر می­باشد. شرط آخر بیانگر این است که هر مشاهده با تمامی مقادیر قبلی خودش هیچ­گونه همبستگی ندارد.این متغیرها را نمی­ توان بر اساس مقادیر گذشته آنها پیش بینی نمود، زیرا کاملاً تصادفی بوده وهیچ ارتباطی با مقادیر گذشته خود ندارند. [۱۱]
۲-۴-۶) فرایند نوفه­ی سفید^[۴۴] ۲۷],[۴۸
چنانچه یک فرایند دارای سه شرط زیر باشد ، نوفه ی سفید نامیده می­ شود:
میانگین سری زمانی در طول زمان ثابت و معین باشد.
واریانس سری زمانی در طول زمان ثابت و معین باشد.
کوواریانس سری زمانی با وقفه هایش برابر صفر باشد.
از این رو داریم:
(۲-۱۱)
۱)
(۲-۱۲)
۲)
(۲-۱۳)
۳)
۲-۴-۷ ) آماره ی Q^[45] [۲۷]
برای بررسی آزمون معناداری ضرایب خودهمبستگی در یک سری زمانی مانند  باکس و پیرس^[۴۶] در سال ۱۹۷۰ آماره­ای را ارائه دادند که در آن به جای بررسی معناداری تک تک ضرایب همبستگی، معناداری کلی مورد آزمون قرار می­گیرد و در واقع فروض  و  آن به قرار زیر است:

حداقل یکی مخالف صفر است
: ضریب خودهمبستگی
آماره Q دارای توزیع از درجه آزادی تعداد وقفه­ی لحاظ شده است و به روش زیر محاسبه می گردد.
معادله ۲-۱۴)

m: حداکثر تعداد وقفه
T: تعداد مشاهدات
اما از آن جا که آماره­­ی باکس- پیرس در نمونه­های کوچک منجر به تصمیمات اشتباه می­شد در سال ۱۹۷۸ باکس و الژانگ^[۴۷] این آماره را به صورت زیر تعدیل نمودند:
معادله ۲-۱۵)
۲-۵) فرآیندهای خودرگرسیون^[۴۸] (AR) 27],[32
در یک مدل خودرگرسیون، کقدار جاری یک متغیر صرفاٌ وابسته به مقادیر قبلی آن به علاوه جمله خطا می­باشد. مدل خودرگرسیون مرتبه p که با AR(p) نشان داده می­ شود عبارتست از:
معادله ۲-۱۶)

۱۲۰
۱۴۰
۱۶۰
۱۸۰
زمان (ساعت)
pH
initial pH=1.8, ZnOPFS
initial pH=0.95, ZnOPFS
initial pH=1.8, PFA
initial pH=0.95, PFA
(ب)
شکل (۴-۴).تغییرات Ph با گذشت زمان الف) ZnOPFS با مقدار n متفاوت ب)ZnOPFS در Ph اولیه ی متفاوت .
سپس pH(قدرت اسیدی) ZnOPFS بتدریج ثابت می­ شود و این بدان معناست که مرحله­ آبکافت/ بسپارش تمام شده و ZnOPFS به حالت تعادلی نسبی رسیده است. با توجه به داده ­های شکل(۴-۴) الف می­توان گفت که گونه­ های موجود در ZnOPFS می­توانند میزان تغییرات pH را بشدت تحت تاثیر قرار دهند: وابسپارش یون روی منجر به افزایش pH در دوره­ کهنگی اولیه می­ شود. ضمنا به همین صورت، کاهش pH می نواند ناشی از فرایند بسپارش باشد. شکل(۴-۴)ب نشان­دهنده تاثیر زمان کهنگی بر تغییرات pH منعقدکنند­ها در pHهای اولیه­ متفاوت است. شباهت تغییرات pH مربوط به ZnOPFS و PFA در pH اولیه­ ۰٫۹۵ می ­تواند دلیل رفتار مشابه احتمالی در آبکافت­ها و گونه­ های پلیمری در ZnOPFS و PFA باشد. با این حال، اختلافاتی نیز در pH اولیه­ ۱٫۸۰، برای ZnOPFS و PFA مشهود است که عبارتند از: pH مربوط به PFA بتدریج کاهش یافته و نهایتا در مقدار کمتر از ۱٫۸۰ پایدار گردید. بر خلاف PFA، pH مربوط به ZnOPFS بتدریج افزایش یافته و در pH=1.98 به پایداری رسید. شایان ذکر است که تفاوت pH مواد منعقدکننده به سبب تاثیر زیاد pH بر چگونگی تشکیل و تبدیل برخی گونه­ ها در ZnOPFS است. اگرچه در pH=0.95، مشخصه ی توزیع نمونه­های ZnOPFS مشابه فریک است اما در pH=1.80، گونه­ های فریک اولیه در ZnOPFS پس از فرایند کهنگی به سرعت تغییر می­ کنند. با افزایشpH، گونه­ های مونومری، کم پلیمر (Fe-a)، متوسط پلیمر(Fe-b) و پر پلیمر(Fe-c) در نمونه­های ZnOPFS طویل تر از گونه های مشابه خود در محلول­های تکی PFA نیستند؛ بلکه همگی در حال کمپلکس یا ترکیب شدن با گونه­ های موجود در فریک هستند. با افزایش pH، میزان Fe-b و Fe-c افزایش می­یابد و بیانگر این نکته است که با زیاد شدن خاصیت قلیایی، ترکیب میان فریک و گونه­ های آبکافتی روی- فریک بیشتر می­گردد. بنابراین، این گونه موارد منجر به ایجاد تفاوت pH بین منعقدکننده­ها 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. )

• • • • • • 1. 1. تاثیر pH و نسبت مولی آهن/ روی(Zn/Fe) بر پتانسیل زتا:

شکل(۴-۵)الف نشان­دهنده تاثیر pH بر پتانسیل زتای مواد منعقدکننده است. می­توان دریافت که ذرات ZnOPFS دارای بار مثبت و ذرات PFA دارای بار منفی هستند. بنابراین، PFA توانایی خنثی­سازی بار ذرات کلوئیدی را در فرایند انعقاد ندارد زیرا هر دو دارای بار منفی­اند. علاوه بر این، یادآوری می­گردد که افزایش یون روی موجب افزایش بار مثبت ZnOPFS می­ شود. با افزایش pH، پتانسیل زتای ZnOPFS نیز به همان ترتیب افزایش می­یابد اما این روند در pH=2.25-3.25 کند شده و حالت نزولی پیدا می­ کند. در این حالت، پایین بودن پتانسیل زتا ممکن است به علت کمتر بودن بارکاتیونی گونه­ های آبکافتی الیگومری^[۲۳۸] باشد. شکل(۴-۵)ب نشان­دهنده تاثیر مقدارn بر پتانسیل زتای ذرات کلوئیدی در هر دو حالت تعلیق دیاتومیت و فاضلاب­های آلوده به مواد روغنی پس از افزودن ZnOPFS است. غلظت تعلیق دیاتومیت در pH=7.35، ۲۵۰ mg/L بود. فاضلاب آلوده به مواد روغنی نیز حاوی SS 96.5 mg/L در pH=6.8 بود. پتانسیل زتای اولیه ی مربوط به تعلیق دیاتومیت و پساب روغنی به ترتیب −۲۳٫۲۵ mV و −۲۶٫۷۲ mV بود. شایان ذکر است که با بالا رفتن مقدارn و تغییر بار از منفی به مثبت، پتانسیل زتا افزایش می­یابد. مخصوصا مشارکت SO4⁻^۲ در کمپلکس شدن ZnOPFS موجب متراکم شدن دو لایه ی الکتریکی دارای بار مثبت شده و زمینه را برای منعقدشدن ذرات کلوئیدی و تشکیل لخته فراهم می­سازد. بنابراین، می­توان چنین نتیجه گرفت که ZnOPFS توانایی خنثی­سازی بار ذرات کلوئیدی موجود در فاضلاب را دارد و با افزایش میزان روی، پتانسیل زتای ذرات کلوئیدی افزایش می­یابد.
-۵۰
-۴۰
-۳۰
-۲۰
-۱۰
۰
۱۰
۲۰
۳۰

طرح هادی روستا، مهندسین مشاور آرمان شار، ۱۳۹۲: ۶۰
۲-۲-۳ دمای هوا
میزان گرمای سطح زمین عامل تعیین کننده درجه حرارت هوا می باشد. از آنجا که دمای هوای محیط مسکونی یکی از عوامل موثر در جهت آسایش و رفاه است، لذا معمار باید با تغییرات دمای هوای مکان مورد مطالعه خود آشنا باشد. این امر کمک بسیارزیادی در جهت طراحی نوع سازه و شرایط پی، نوع مصالح، جنس و ضخامت دیوارها و… می کند. بررسی اطلاعات مربوط به پارامتر دما مشتمل بر بررسی حداقل مطلق، متوسط حد اکثرها، میانگین متوسط دما، متوسط حداقل ها و حداقل مطلق دما، در ایستگاه منتخب دارای هویت اقلیمی است. بررسی متوسط دمای ایستگاه مهدیشهر نشان می دهد که حداقل و حداکثر مطلق دما به ترتیب حدود ۹- و ۳۲ درجه سانتیگراد و میانگین درجه حرارت سالانه در این ایستگاه ۳/۱۲ درجه سانتی گراد می باشد، متوسط حداقل و حداکثر درجه حرارت به ترتیب حدود ۶/۶ و ۱۸ درجه سانتیگراد می باشد.
جدول شماره۲-۳ حداکثر و حداقل و متوسط دما ایستگاه مهدیشهرسال ۱۳۹۳
طرح هادی روستا، مهندسین مشاور آرمان شار، ۱۳۹۲: ۶۲
شکل (۷-۳) نقشه طبقه بندی دما شهرستان مهدیشهر
۳-۲-۳ بارش
جهت بررسی اطلاعات مربوط به بارش از آمار دو ایستگاه باران سنجی روستای چاشم و هواشناسی مهدیشهر استفاده شده است با توجه به آمار اخذ شده از ایستگاه باران سنجی چاشم بیشترین بارش معادل ۲/۴۵ میلیمتر در ماه فروردین و کمترین بارش معادل ۱/۷ و ۲/۷ میلیمتر به ترتیب مربوط به ماه شهریور و مرداد می باشد. میانگین بارش سالانه طی سالهای ۱۳۸۷ – ۱۳۷۹، در این ایستگاه برابر با ۶/۲۹۶ میلیمتر می باشد، همچنین در بررسی های به عمل آمده مشخص گردید که بیشترین آمار بارش در ایستگاه هواشناسی مهدیشهر با ۱/۴۴ میلیمتر مربوط به فروردین ماه و کمترین میزان بارش ۵/۶ میلیمتر در شهریور ماه بوده است. همچنین میانگین تعداد روزهای بارندگی در ماه های مختلف در این ا یستگاه ۵۱ روز می باشد.
جدول ۳-۳ میانگین بارش در ماه های سال در دوره آماری ۱۳۷۷- ۱۳۹۲ روستای چاشم
جدول ۴-۳ میانگین بارش در ماه های مختلف دوره آماری ۱۳۷۷- ۱۳۹۲ روستای چاشم
جدول ۵-۳ میانگین تعداد روزهای بارندگی در ماه های مختلف دوره آماری۱۳۷۷- ۱۳۹۲ روستای چاشم
جدول ۶-۳ میزان بارش در ایستگاه مهدیشهر

از دید بعد وقتی تحقیقات می تونن گذشته نگر یا آینده نگر باشن. کلا اگر داده های جمع آوری شده در مورد اتفاق های باشه که در گذشته رخ داده طرح تحقیق رو می توان گذشته نگر به حساب آورد. از این رو تحقیق حاضر یه تحقیق گذشته نگر به حساب میاد.
براساس چگونگی جمع آوری داده ها هم تحقیقات می تونن تاریخی، توصیفی، اتحاد، تجربی یا علّی باشن. تحقیق توصیفی شامل مجموعه روش هاییه که هدف اون توصیف کردن شرایط یا پدیده های مورد بررسیه. تحقیقات اتحاد شامل تحقیق هاییه که در اونا تلاش می‏شه رابطه بین متغیرهای جور واجور با به کار گیری ضریب اتحاد کشف و توضیح داده بشه. در تحقیقات اتحاد هدف اصلی مشخص کردن نوع، اندازه و مقدار رابطه بین دو یا چند متغیر می باشه (سرمد و همکاران، ۱۳۹۰، ص ۹۲-۷۵). با در نظر گرفتن تقسیم بندی فوق، این تحقیق از نوع توصیفی و اتحاد می باشه. از دید هدف از نوع تحقیقات کاربردیه.
۳-۳ قلمرو وقتی و مکانی تحقیق
در این تحقیق جامعه آماری کلیه شرکتای قبول شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنایع و گروه های مختلفه. اطلاعات و داده های آماری مربوط به شرکتای قرار گرفته شده در نمونه آماری در فاصله وقتی سالای ۱۳۸۶تا ۱۳۹۱ جمع آوری شده.
۳-۴ نمونه گیری و حجم نمونه
در این تحقیق، جامعه مورد بررسی شرکتهای قبول شده در بورس اوراق بهادار تهران از سال ۱۳۸۶ تا آخر سال ۱۳۹۱ه.
با در نظر گرفتن طول دوره مورد بررسی جهت انجام آزمون فرضیه ها و انتخاب داده های مورد بررسی از فیلتر زیر استفاده میکنیم:
۱- سال مالی شرکت به ۲۹ اسفند ختم شه و شرکت در دوره مورد مطالعه، سال مالی خود رو تغییر نداده باشه.
واسه برابر سازی جامعه آماری از این فیلتر استفاده می شه چون بعضی از شرکتها در بورس اوراق بهادار تهران سال مالی منتهی به تاریخای فرق داره که می تونه در یافته ها به دست اومده اثر داشته باشه.
۲- اطلاعات لازم واسه محاسبه متغیرهای تحقیق در سالهای مورد بررسی در دسترس باشه.
۳- شرکتا جزء بانکا و موسسات مالی (شرکتای سرمایه گذاری، واسطه گری مالی، هلدینگ و لیزینگا) نباشن.
بانکها و موسسات مالی دارای وجود متفاوت فعالیت و هم اینکه گزارشگری متفاوت نسبت به دیگر شرکتها هستن بنابر این نمیشه اونا رو با دیگه شرکتها ترکیب کرد مثلا بانکها دارای درآمد مشاع هستن که در دیگه شرکتها هم اینکه درآمدی رو نداریم.
۳-۵ فرضیه‌های تحقیق:
فرضیه اصلی ۱ : بین ساختار رقابت محصول و سیاست تقسیم سود رابطه معنی داری هست.
فرضیه های فرعی بدست اومده از فرضیه اصلی ۱ :
رقابت در صنعت می تونه بر سیاست تقسیم سود شرکتها اثر داشته باشه، شرکتهایی که در رقابت شدید با بقیه رقبا قرار دارن نیازمند وجه نقد و پشتوانه مالی بیشتری هستن که باید تامین کنن یکی از شکل های جور واجور تامین مالی شرکت، تامین مالی از داخله این نوع تامین مالی ارزون ترین نوع تامین مالیه چون در این نوع تامین مالی شرکتها به جای تقسیم سود مبادرت به به کار گیری وجه نقد مورد نظر در عملیات جاری شرکت می کنن تا در رقابت با دیگه رقبا عقب نیافتند. با در نظر گرفتن مطالب ارائه شده فرضیاتی به صورت زیر تبیین می شه:
فرضیه فرعی ۱–۱: بین متغییر هرفیندال هریشمن و سیاست تقسیم سود رابطه معنی داری هست.
فرضیه فرعی ۲ – ۱ : بین متغییر لرنر و سیاست تقسیم سود رابطه معنی داری هست.
فرضیه فرعی ۳ – ۱ : بین متغیر لرنر کاهش شده و سیاست تقسیم سود رابطه معنی داری هست.
۳-۶ مدلای آماری تحقیق:
در این تحقیق از سه مدل زیر واسه آزمون فرضیه ها استفاده گردیده:
جدول ۱-۳: مدل فرضیه های فرعی

جدول (۱-۳)
متغیرهایی که در این تحقیق مورد بررسی قرار می گیرن عبارت از:
۳-۶-۱ متغییرمستقل
متغیرای جداگونه در این مطالعه، رقابت بازار محصوله که از راه معیارهای زیر اندازه گیری می شه:
متغییر هر فیندال- هیرشمن : مثل پژوهشای دالیوال و همکاران (۲۰۰۸ )، گرولن و میچائیلی(۲۰۰۸ )، فولسوم( ۲۰۰۹ )، هی(۲۰۰۹ )، مارسی اوکیتیت و پارکت (۲۰۰۹ )، به عنوان ملاک امتحان رقابت استفاده شده و به صورت زیر محاسبه می شه:
در این رابطه کل فروش شرکت i در صنعت jه، اما از اونجایی که براساس دسته بندی بورس تهران، شرکتای موجود تو یه صنعت فعالیت مشابهی رو انجام نمی دن، واسه اینکه یه ملاک امتحان با معنی از رقابت بازار محصول بدست آید، به جای صنعت از طبقه صنعت استفاده می شه.

همان­طور که قبلاً نیز اشاره شد، در جدول زیر مجموعه عوامل مستقل معنادار، در چند گام وارد معادله­ رگرسیون شده است. برازش کلی مدل بر اساس آماره­ی F مشخص شده است. با توجه به مقدار آزمون F (۱۶/۵۱) و سطح معناداری (۰۰۰/۰=sig)، میتوان نتیجه گرفت از بین متغیرهای مستقل معنادار به ترتیب چهار متغیر خودکارآمدی سلامت، سلامت عمومی، میزان مطالعه داشتن در حوزه­ سلامت و آگاهی از رفتار سلامتی توانستند در مجموع ۴۶/۰از تغییرات متغیر سبک زندگی سلامت محور را تبیین کنند.
در گام اول قوی­ترین متغیر، که به عبارتی موثرترین متغیر معنادار باقیمانده در مدل نیز می­باشد، خودکارآمدی­سلامت است که به­تنهایی ۳۸درصد از تغییرات متغیر­وابسته را تبیین می­ کند (۳۸/۰=R²). همچنین مقدار ضریب همبستگی بین خودکارآمدی سلامت و سبک زندگی سلامت محور (۶۱/۰r =) نشان می­دهد که رابطه­ قوی و مستقیمی بین آن­ها وجود دارد. در گام دوم، متغیر سلامت عمومی خود گزارش شده به عنوان دومین متغیر معنادار در مدل باقی ماند. گام دوم در مجموع ۴۲ درصد از تغییرات سبک زندگی سلامت محور را تبیین می­ کند (۴۲/۰=R²). همچنین مقدار ضریب همبستگی در گام دوم نشان دهنده رابطه قوی و مستقیم می­باشد (۶۵/۰r =). در گام سوم، متغیر معنادار باقی مانده در مدل، میزان مطالعه در حوزه­ سلامت می­باشد. این مرحله، ۴۵ درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می­ کند (۴۵/۰ = R²). ضریب همبستگی این مدل نیز قوی و مستقیم می­باشد (۶۷/۰r =). در گام نهایی، متغیر آگاهی از رفتار سلامتی باقی ماند. این مرحله با (۴۶/۰=R²) نشان می­دهد که ۴۶ درصد از تغییرات سبک زندگی سلامت محور توسط این مرحله تبیین می­ شود.
جدول ۵-۲-۱۵ نتایج رگرسیون گام به گام سبک زندگی سلامت محور