بزرگتر از ۸/۰ باشد

۸۸/۰

تائید

شاخص برازش هنجارشده

NFI

بزرگتر از ۸/۰ باشد

۸۶/۰

تائید

شاخص برازش تطبیقی

CFI

بزرگتر از ۸/۰ باشد

۹۰/۰

تائید

شاخص برازش افزایشی

IFI

بزرگتر از ۸/۰ باشد

۹۰/۰

تائید

۴-۶) آزمون فرضیه ها
در این بخش نتایح حاصله از کاربرد روش های استنباطی در قالب مدل معادلات ساختاری ارائه شده است:

• ویژگی های های وب سایت برتمایل به قصد پذیرش خدمات بانکداری اینترنتی تاثیر دارد.

با توجه به مدل تحقیق در حالت اعداد معنی داری، میزان آماره ی t بین دو متغیر برابر با ۱۶/۳ می باشد و از آن جا که در خارج از بازه ی ]۹۶/۱& 96/1- [قرار دارد، این فرضیه تایید می شود. با توجه به ضریب استاندارد هم می توان گفت که میزان تاثیر ویژگی های های وب سایت برتمایل به قصد پذیرش خدمات بانکداری اینترنتی برابر با ۲۱/۰ است.

• سودمندی درک شده برتمایل به قصد پذیرش خدمات بانکداری اینترنتی تاثیر دارد.

با توجه به مدل تحقیق در حالت اعداد معنی داری، میزان آماره ی t بین دو متغیر برابر با ۸۴/۲ می باشد و از آن جا که در خارج از بازه ی ]۹۶/۱ & 96/1- [قرار دارد، این فرضیه تایید می شود. با توجه به ضریب استاندارد هم می توان گفت که میزان تاثیر سودمندی درک شده بر تمایل به قصد پذیرش خدمات بانکداری اینترنتی برابر با ۲۴/۰ است.

• خطر وحفظ حریم خصوصی برتمایل به قصد پذیرش خدمات بانکداری اینترنتی تاثیر دارد.

با توجه به مدل تحقیق در حالت اعداد معنی داری، میزان آماره ی t بین دو متغیر برابر با ۵۰/۵ می باشد و از آن جا که در خارج از بازه ی ]۹۶/۱ & 96/1- [قرار دارد، این فرضیه تایید می شود. با توجه به ضریب استاندارد هم می توان گفت که میزان تاثیر خطر و حفظ حریم خصوصی برتمایل به قصد پذیرش خدمات بانکداری اینترنتی برابر با ۴۱/۰ است.

• اولویت های شخصی برتمایل به قصد پذیرش خدمات بانکداری اینترنتی تاثیر دارد.

با توجه به مدل تحقیق در حالت اعداد معنی داری، میزان آماره ی t بین دو متغیر برابر با ۷۹/۲ می باشد و از آن جا که در خارج از بازه ی ]۹۶/۱& 96/1- [قرار دارد، این فرضیه تایید می شود. با توجه به ضریب استاندارد هم می توان گفت که میزان تاثیر اولویت های شخصی برتمایل به قصد پذیرش خدمات بانکداری اینترنتی برابر با ۲۳/۰ است.

• محیط خارجی برتمایل به قصد پذیرش خدمات بانکداری اینترنتی تاثیر دارد.

با توجه به مدل تحقیق در حالت اعداد معنی داری، میزان آماره ی t بین دو متغیر، برابر با ۲۲/۲ می باشد و از آن جا که در خارج از بازه ی ]۹۶/۱& 96/1- [قرار دارد، این فرضیه تایید می شود. با توجه به ضریب استاندارد هم می توان گفت که میزان تاثیر محیط خارجی برتمایل به قصد پذیرش خدمات بانکداری اینترنتی برابر با ۱۹/۰ است.

• هنجار های ذهنی برتمایل به قصد پذیرش خدمات بانکداری اینترنتی تاثیر دارد.

با توجه به مدل تحقیق در حالت اعداد معنی داری، میزان آماره ی t بین دو متغیر، برابر با ۰۶/۳ می باشد و از آن جا که در خارج از بازه ی ]۹۶/۱ & 96/1- [قرار دارد، این فرضیه تایید می شود. با توجه به ضریب استاندارد هم می توان گفت که میزان تاثیر هنجاری های ذهنی برتمایل به قصد پذیرش خدمات بانکداری اینترنتی برابر با ۲۰/۰ است.

فرضیه اول بیان می دارد که هیجان خواهی بر خستگی صنعتی اثر معنی داری به لحاظ اماری دارد.
بر اساس اطلاعات مدل تفکیکی ۴-۱۰ اثر هیجان خواهی بر میزان خستگی صنعتی برابر ۳۳/۰- محاسبه شده و تخمین زده شده است. مقدار t برای این پارامتر ۴۸/۴- محاسبه شده است که دارای مقداری فراتر از ۹۶/۱ است، لذا دلیل کافی برای رد فرض صفر وجود دارد و با اطمینان ۹۹ درصد می توان گفت هیجان خواهی بر خستگی صنعتی اثر معنی داری به لحاظ اماری دارد. به عبارت دیگر مقدار خستگی صنعتی در بین کارکنان تابعی از متغیر ویژگی هیجان خواهی کارکنان است. نتایج نشان می دهد که این ضریب منفی است و هر چه میزان ویژگی هیجان خواهی در بین افراد بالا باشد به همان میزان در قالب یک تابع خطی خستگی صنعتی کاهش می یابد و بالعکس.

(( 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. ))

فرضیه دوم بیان می دارد که تجربه طلبی بر خستگی صنعتی اثر معنی داری به لحاظ آماری دارد.
بر اساس اطلاعات مدل تفکیکی ۴-۱۰ اثر تجربه طلبی بر میزان خستگی صنعتی برابر ۲۷/۰ تخمین زده شده است. مقدار t برای این پارامتر ۶۶/۲ محاسبه شده است که دارای مقداری فراتر از ۹۶/۱ است، لذا دلیل کافی برای رد فرض صفر وجود دارد و با اطمینان ۹۹ درصد می توان گفت تجربه طلبی بر خستگی صنعتی اثر معنی داری به لحاظ اماری دارد. به عبارت دیگر مقدار خستگی صنعتی در بین کارکنان تابعی از متغیر و ویژگی تجربه طلبی کارکنان است. نتایج نشان می دهد که این ضریب مثبت است و هر چه میزان ویژگی تجربه طلبی در بین افراد بالا باشد به همان میزان در قالب یک تابع خطی خستگی صنعتی افزایش می یابد و بالعکس.
فرضیه سوم بیان می دارد که ماجرا جویی بر خستگی صنعتی اثر معنی داری به لحاظ آماری دارد.
بر اساس اطلاعات مدل تفکیکی ۴-۱۰ اثر ماجرا جویی بر میزان خستگی صنعتی برابر ۵۰/۰- تخمین زده شده است. مقدار t برای این پارامتر ۸۷/۵- محاسبه شده است که دارای مقداری فراتر از ۹۶/۱ است، لذا دلیل کافی برای رد فرض صفر وجود دارد و با اطمینان ۹۹ درصد می توان گفت ماجرا جویی بر خستگی صنعتی اثر معنی داری به لحاظ اماری دارد. به عبارت دیگر مقدار خستگی صنعتی در بین کارکنان تابعی از متغیر و ویژگی ماجرا جویی کارکنان می باشد. نتایج نشان می دهد که این ضریب منفی است و هر چه میزان ویژگی ماجرا جویی در بین افراد بالا باشد به همان میزان در قالب یک تابع خطی خستگی صنعتی کاهش می یابد و بالعکس.
فرضیه چهارم بیان می دارد که ملال پذیری بر خستگی صنعتی اثر معنی داری به لحاظ آماری دارد.
بر اساس اطلاعات مدل تفکیکی ۴-۱۰ اثر ملال پذیری بر میزان خستگی صنعتی برابر ۱۸/۰- تخمین زده شده است. مقدار t برای این پارامتر ۲۲/۲- محاسبه شده است که دارای مقداری فراتر از ۹۶/۱ است، لذا دلیل کافی برای رد فرض صفر وجود دارد و با اطمینان ۹۹ درصد می توان گفت ملال پذیری بر خستگی صنعتی اثر معنی داری به لحاظ اماری دارد. به عبارت دیگر مقدار خستگی صنعتی در بین کارکنان تابعی از متغیر و ویژگی ملال پذیری کارکنان می باشد. نتایج نشان می دهد که این ضریب منفی است و هر چه میزان ویژگی ملال پذیری در بین افراد بالا باشد به همان میزان در قالب یک تابع خطی خستگی صنعتی کاهش می یابد و بالعکس.
فرضیه پنجم بیان می دارد که تنوع طلبی بر خستگی صنعتی اثر معنی داری به لحاظ آماری دارد.
بر اساس اطلاعات مدل تفکیکی ۴-۱۰ اثر تنوع طلبی بر میزان خستگی صنعتی برابر ۲۰/۰ تخمین زده شده است. مقدار t برای این پارامتر ۲۲/۲ محاسبه شده است که دارای مقداری فراتر از ۹۶/۱ است، لذا دلیل کافی برای رد فرض صفر وجود دارد و با اطمینان ۹۹ درصد می توان گفت تنوع طلبی بر خستگی صنعتی اثر معنی داری به لحاظ اماری دارد. به عبارت دیگر مقدار خستگی صنعتی در بین کارکنان تابعی از متغیر و ویژگی تنوع طلبی کارکنان می باشد. نتایج نشان می دهد که این ضریب مثبت است و هر چه میزان ویژگی تنوع طلبی در بین افراد بالا باشد به همان میزان در قالب یک تابع خطی خستگی صنعتی افزایش می یابد و بالعکس.
فرضیه ششم بیان می دارد که گریز از بازداری بر خستگی صنعتی اثر معنی داری به لحاظ آماری دارد.
بر اساس اطلاعات مدل تفکیکی ۴-۱۰ اثر گریز از بازداری بر میزان خستگی صنعتی برابر ۵۷/۰ تخمین زده شده است. مقدار t برای این پارامتر ۱۴/۲ محاسبه شده است که دارای مقداری فراتر از ۹۶/۱ است، لذا دلیل کافی برای رد فرض صفر وجود دارد و با اطمینان ۹۹ درصد می توان گفت گریز از بازداری بر خستگی صنعتی اثر معنی داری به لحاظ اماری دارد. به عبارت دیگر مقدار خستگی صنعتی در بین کارکنان تابعی از متغیر و ویژگی گریز از بازداری کارکنان می باشد. نتایج نشان می دهد که این ضریب مثبت است و هر چه میزان ویژگی گریز از بازداری در بین افراد بالا باشد به همان میزان در قالب یک تابع خطی خستگی صنعتی افزایش می یابد و بالعکس.
نتایج آزمون این شش فرضیه نشان می دهد که متغیر تهیج طلبی که در واقع خود از شش متغیر روانشناختی تشکیل شده است هر یک نقش پیش بینی کننده ای معنی داری را برای خستگی صنعتی دارند. در واقع این فرضیه را نمی توان رد کرد که تهیج طلبی نقش معنی داری برای متغیر خستگی صنعتی دارد.
فرضیه هفتم بیان می دارد که متغیر ادراک از زمان اثر تهیج طلبی بر خستگی صنعتی را تعدیل می کند.
بر اساس اطلاعات مدل های فوق مشخص می شود که اثر مستقیم ادراک از زمان بر خستگی صنعتی دارای ضریب مسیر ۶۰/۰- است که مقدار t محاسبه شده برای آن ۷۶/۹- می باشد که به لحاظ اماری معنی دار است یعنی با افزایش ادراک از زمان، خستگی صنعتی کاهش می یابد. همچنین نتایج نشان می دهد در حضور متغیر تهیج طلبی اثر ادراک از زمان به ۵۹/۰- برای افراد با گروه سنی کمتر و ۶۹/۰- برای افراد با گروه سنی بالا تر رسیده است و نشان می دهد رابطه بین تهیج طلبی و خستگی صنعتی به وسیله متغیر ادراک از زمان برای افراد با سن بالاتر تعدیل می شود. به عبارت دیگر در حضور متغیر ادراک از زمان، اثر تهیج طلبی بر خستگی صنعتی منفی است یعنی با افزایش تهیج طلبی، خستگی صنعتی کاهش می یابد. این اثر با حضور ادراک از زمان تضعیف می شود یعنی هر چه ادراک از زمان سریعتر باشد، افزایش تهیج طلبی که سبب کاهش خستگی صنعتی می شد، دارای اثر و نقش ضعیف تری می شود.
فرضیه هشتم بیان می دارد که متغیر سن اثر تهیج طلبی بر خستگی صنعتی را تعدیل می کند.
به این منظور از یک مدل زیر گروه^[۱۳۸] استفاده شد. بر اساس نتایج مدل اثر تهیج طلبی بر خستگی صنعتی برای افراد با سن بالاتر ۰۹/۰- و برای افراد با سن کمتر ۰۶/۰- محاسبه شده است. هر دو ضریب به لحاظ آماری معنی دار هستند زیرا که دارای مقادیر t بالای ۹۶/۱ هستند. با توجه به اینکه ضریب تعدیل برایافراد با تجربه سنی بالاتر لذا مشخص می شود که با افزایش سن افراد پاسخگو، اثر منفی تهیج طلبی بر خستگی صنعتی، بیشتر تعدیل می شود و این اثر منفی با توجه به منفی بودن اثر سن کمتر می شود و با افزایش سن اثرات بازدارنده سن بر رابطه منفی تهیج طلبی و خستگی صنعتی بیشتر می شود. بنابراین با وجود آنکه متغیر سن بر اثر منفی بین تهیج طلبی و خستگی صنعتی اثر منفی معنی داری دارد لیکن در سنین بالا این اثر بیشتر تعدیل می شود و به عبارت دیگر در سنین پائین تر تهیج طلبی بر خستگی صنعتی اثر منفی تری دارد.
۴-۳-۲-۱ برازش مدل ساختاری(مدل تحلیل مسیر)
معیار GFI که نشان دهنده اندازه ای از مقدار نسبی واریانس ها و کواریانس ها می باشد که توسط مدل تبیین می شود برای این مدل ها بالای ۹/۰ است. مقدار ریشه دوم میانگین مجذور پس‌ماندها یعنی تفاوت بین عناصر ماتریس مشاهده شده در گروه نمونه و عناصر ماتریس‌های برآورد یا پیش‌بینی شده در این پژوهش نشان از تبیین مناسب کوواریانس ها دارد. مقادیر شاخص های نرم‌شده برازندگی (NFI)، شاخص نرم‌نشده برازندگی (NNFI)، شاخص برازندگی فزاینده (IFI) و شاخص برازندگی تطبیقی (CFI)، نیز حاکی از برازش بسیار مناسب مدل طراحی شده در مقایسه با سایر مدل های ممکنه است. شاخص بسیار توانمند ریشه دوم برآورد واریانس خطای تقریب RMSEA نیز برای مدل مسیر زیر ۰۸/۰ است که مقداری قابل قبول است.
جدول ۴-۱۹ شاخص برازندگی مدل ساختاری

(۳-۱۳)
و مقدار  برابر با صفر می­ شود. مقدار مطابق  برابر است با:
(۳-۱۴)
رابطه بین  و  مشابه رابطه بین  و  ، ارائه شده توسط معادله (۳-۱۱) و به‌وسیله منحنی­های پلان در شکل (۲-۳)، است. رابطه بین مقادیر n و مقادیر مطابق:
(۳-۱۵)
در شکل (۲-۳) توسط منحنی­های خط و نقطه با علامت b نشان داده شده است.
به‌منظور نشان دادن به‌وسیله مثالی عددی تأثیر نبود تنش‌های برشی در قسمت بالایی بخش‌های قائم ae و bf در شکل (۲-۱-a) ما فرض کردیم که  و  و  است. بین سطح و عمق  ، فشار قائم وارد بر بخش‌های افقی مانند یک فشار هیدرواستاتیک در تناسب ساده به عمق، همان‌طور که در شکل (۲-۴) به‌وسیله خط مستقیم oe، افزایش می­یابد. پایین‌تر از عمق  ، فشار قائم به‌وسیله معادله (۳-۱۱) تعیین می­ شود. همان‌طور که توسط منحنی ef نشان داده است، فشار قائم با افزایش عمق، کاهش می­یابد و به‌صورت مجانب به مقدار  نزدیک می­ شود (معادله (۳-۱۴)).
خط تیره og در شکل (۲-۴) با فرض  رسم شده است. نقاط طولی (x) این منحنی به‌وسیله معادله (۳-۱۰) تعیین می­ شود. این شکل نشان می­دهد که تأثیر وجود قوسی شدن در لایه­ های بالاتر بستر ماسه­ای بر فشار  در یک نوار در حال تسلیم، در عمل منجر به وجود در یک عمق بیش‌تر از حدود ۸B می­ شود. بررسی­های مشابه برای مقادیر مختلف  و  منجر به این نتیجه‌گیری می­ شود که فشار وارد بر یک نوار در حال تسلیم تقریباً مستقل از حالت تنشی است که در ماسه و در ارتفاعی بیش‌تر از حدود ۴B تا ۶B بالای نوار وجود دارد (دو یا سه برابر پهنای نوار).

( 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. )

شکل ۳-۴
اگر انتقال تدریجی از بسیج کامل مقاومت برشی ماسه در قسمت پایینی بخش­های قائم ae و bf در شکل (۲-۱-a) به یک حالت بدون تنش برشی در قسمت بالایی وجود داشته باشد، تغییر تنش نرمال قائم در عمق باید به صورتی باشد که در شکل (۳-۱۰) توسط خط odf نشان داده شده است. این خط مشابه منحنی فشار به‌دست‌آمده با اندازه‌گیری تنش­های موجود در ماسه بالای خط مرکزی نوار در حال تسلیم است (ترزاقی، ۱۹۳۶e).
بررسی تأثیر قوسی شدن بر روی فشار ماسه وارد بر ساپورت قائم، مانند چیزی که در شکل (۲-۱-c) نشان داده شده است، مشکل‌تر است. اولین تلاش برای بررسی این تأثیر بر این فرض ساده کننده بنا شد که سطح لغزش، مسطح است (ترزاقی، ۱۹۳۶e). مطابق با نتایج این بررسی، قوسی شدن در ماسه مجاور ساپورت جانبی با ارتفاع H، توزیع فشار هیدرو استاتیک را حذف کرده و فاصله قائم H_a بین نقطه اعمال فشار جانبی و لبه پایینی ساپورت را افزایش می­دهد. شدت تأثیر قوسی شدن و تأثیر آن بر مقدار نسبت  ، به نوع تسلیم ساپورت بستگی دارد. اگر ساپورت با واژگونی حول لبه پایینی آن تسلیم شود، قوسی شدن رخ نمی‌دهد. توزیع فشار زمین هیدرواستاتیک است و نسبت  برابر با ۱/۳ است. تسلیم به‌وسیله واژگونی حول لبه بالایی با توزیع فشار تقریباً سهمی شکل همراه است و نقطه اعمال فشار جانبی در میانه ارتفاع قرار می­گیرد. نهایتاً، اگر ساپورت به‌صورت موازی با موقعیت اول خود تسلیم شود، انتظار می­رود که نقطه اعمال فشار جانبی به‌صورت تدریجی از موقعیت اولیه خود در میانه ارتفاع به موقعیت نهایی خود در یک‌سوم پایینی، کاهش یابد. این بررسی مفهوم کلی قابل‌قبولی در مورد تأثیر عوامل مختلف می­دهد، ولی به علت مسطح فرض نمودن سطح لغزش، قادر به دادن اطلاعات در خصوص تأثیر قوسی شدن بر شدت فشار جانبی نیست.
به‌منظور دستیابی به این اطلاعات ازدست‌رفته، لازم بود که شکل واقعی سطح لغزش در نظر گرفته شود. ازآنجایی‌که لبه بالایی ساپورت جانبی تسلیم نشده است، سطح لغزش باید با سطح بالای خاک‌ریز در زاویه راست، برخورد کند.
Ohde تأثیر این شرایط را بر شدت فشار زمین با فرض این‌که ترسیم سطح لغزشی روی یک پلان قائم، کمانی از یک دایره می­ شود که با سطح خاک‌ریز در زاویه راست برخورد دارد، بررسی کرد (Ohde، ۱۹۳۸). فشار جانبی مطابق و محل نقطه اعمال آن برای یک ماسه ایده آل با زاویه اصطکاک داخلی  با سه روش، محاسبه شده است.
در یکی از این سه روش، محل مرکز جرم فشار به روشی تعیین شده است که تنش­های در طول سطح لغزشی، معادله Kotter را ارضا می­ کند. در روش دوم فرض شده است که تنش­های نرمال وارد بر دیوار و نیز سطح لغزش تابعی از توان دوم فاصله از سطح خاک‌ریز هستند که به ترتیب در طول پشت ساپورت جانبی و سطح لغزشی اندازه ­گیری شده ­اند. مقادیر ثابت­های آمده در توابع طوری انتخاب شده است که شرایط تعادل گوه در حال لغزش تأمین شده است. در سومین بررسی، تابع دیگری انتخاب شده است که تقریباً بیان‌کننده توزیع تنش­های نرمال در مرزهای گوه در حال لغزش است. باوجود تفاوت­های میان فرضیات اساسی، مقادیر به‌دست‌آمده توسط این سه روش برای نسبت بین ارتفاع مرکز جرم فشار زمین و ارتفاع bank در محدوده کوچک ۰٫۴۸ تا ۰٫۵۶ قرار می­گیرد. این مقادیر مطابق زاویه اصطکاک دیوار برابر با  هستند. با این حال مشخص شده است که اصطکاک دیوار تأثیر کمی بر محل مرکز جرم فشار دارد. ازاین‌رو ما حق داریم فرض کنیم که این مرکز تقریباً در میانه ارتفاع ساپورت قرار گرفته است، توزیع فشار مطابق آن تقریباً سهمی است، همان‌طور که در سمت راست شکل (۲-۱-c) نشان داده شده است. این بررسی همچنین نشان می‌دهد که افزایش نسبت H_a/H ناشی از قوی شدن، با افزایش فشار افقی وارد بر ساپورت جانبی همراه است.
بحث ریاضی کلی در مورد تأثیر جابجایی دیوار بر روی فشار رانش زمین توسط Jaky (1938) انتشار یافته است.
فصل چهارم:
آزمایشات
و
مدل­سازی
عددی
۴-۱- مقدمه
به‌منظور بررسی پدیده قوسی خاک از مدل فیزیکی استفاده گردید. مدل فیزیکی ساخته شده دارای دریچه­هایی به عرض­های مختلف که قابلیت جابجایی را دارند، می­باشد. خاک مورد استفاده در آزمایشات ماسه شسته شده کارخانه­ای می­باشد. در این فصل به گزارشی جامع از آزمایشات صورت گرفته و نتایج به‌دست‌آمده از آن پرداخته خواهد شد.
۴-۲- مشخصات خاک مصرفی
در آزمایشات از ماسه شسته شده در دو نوع معمولی و عبوری از الک ۸ استفاده شده است.
۴-۲-۱- منحنی دانه­بندی
به‌منظور به دست آوردن منحنی دانه‌بندی خاک موردنظر، آزمایش دانه‌بندی بر طبق استاندارد ASTM D 2487 صورت گرفت. در جدول ۴ - ۱ و شکل ۴ - ۱ نتایج آزمایش دانه‌بندی نمونه، نشان داده شده است.
جدول ۴-۱: نتایج آزمایش دانه‌بندی

۹۰. Thomas, C., Mackey, M. M., Diaz, A and Cox, D. P. 2009. Hydroxyl radical is produced via the Fenton reaction in submitochondrial particles under oxidative stress: implications for diseases associated with iron accumulation. Redox Report. ۱۴(۳): ۱۰۲-۱۰۸.
۹۱. Tong, H., Xia, F., Feng, K., Sun, G., Gao, X., Sun, L and Sun, X. 2009. Structural characterization and in vitro antitumor activity of a novel polysaccharide isolated from the fruiting bodies of Pleurotus ostreatus. Bioresource Technology. ۱۰۰(۴): ۱۶۸۲-۱۶۸۶.
۹۲. Valko, M., Izakovic, M., Mazur, M., Rhodes, C. J and Telser, J. 2004. Role of oxygen radicals in DNA damage and cancer incidence. Molecular and cellular biochemistry. ۲۶۶(۱-۲): ۳۷-۵۶.
۹۳. Vervoort, L. M., Ronden, J. E and Thijssen, H. H. 1997. The potent antioxidant activity of the vitamin K cycle in microsomal lipid peroxidation. Biochemical pharmacology. ۵۴(۸): ۸۷۱-۸۷۶.
Vetvicka, V and Yvin, J. C. 2004. Effects of marine β− ۱, ۳ glucan on immune reactions. International immunopharmacology. ۴(۶): ۷۲۱-۷۳۰.
۹۴. Wang, H.B. 2014. Cellulase-assisted extraction and antibacterial activity of polysaccharides from the dandelion Taraxacum officinale. Carbohydrate Polymers .۱۰۳: ۱۴۰–۱۴۲.
۹۵. Wang, R., Chen, P., Jia, F., Tang, J., Ma, F. 2012.Optimization of polysaccharides from Panax japonicus C.A. Meyer by RSM and its anti-oxidant activity. International Journal of Biological Macromolecules. 50: 331– ۳۳۶.

۹۶. Wiegand, I., Hilpert, K and Hancock, R. E. 2008. Agar and broth dilution methods to determine the minimal inhibitory concentration (MIC) of antimicrobial substances. Nature protocols. ۳(۲): ۱۶۳-۱۷۵.
۹۷. Xie, J.H., Shen, M.Y., Xie, M.Y., Nie, S.P., Chen,Y., Li, C., Huang, D.F., Wang,Y.X. 2012. Ultrasonic-assisted extraction, antimicrobial and antioxidant activities of Cyclocarya paliurus (Batal.) Iljinskaja polysaccharide. Carbohydrate Polymers. 89: 177– ۱۸۴.
۹۸. Xiong, Q., Li, X., Zhou, R., Hao, H., Li, S., Jing, Y and Shi, Y. 2014. Extraction, characterization and antioxidant activities of polysaccharides from E. corneum gigeriae galli. Carbohydrate polymers. ۱۰۸: ۲۴۷-۲۵۶.
۹۹. Xu, Y., Zhang, L., Yang, Y., Song, X and Yu, Z. 2015. Optimization of ultrasound-assisted compound enzymatic extraction and characterization of polysaccharides from blackcurrant. Carbohydrate polymers. ۱۱۷: ۸۹۵-۹۰۲.
۱۰۰. Yang, B., Ahotupa, M., Määttä, P and Kallio, H. 2011. Composition and antioxidative activities of supercritical CO 2-extracted oils from seeds and soft parts of northern berries. Food Research International. ۴۴(۷): ۲۰۰۹-۲۰۱۷.
۱۰۱. Yang, B., Prasad, K. N., Xie, H., Lin, S and Jiang, Y. 2011. Structural characteristics of oligosaccharides from soy sauce lees and their potential prebiotic effect on lactic acid bacteria. Food Chemistry. ۱۲۶(۲): ۵۹۰-۵۹۴.
۱۰۲. Yan, Y. L., Yu, C. H., Chen, J., Li, X. X., Wang, W and Li, S. Q. 2011. Ultrasonic-assisted extraction optimized by response surface methodology, chemical composition and antioxidant activity of polysaccharides from Tremella mesenterica. Carbohydrate Polymers. ۸۳(۱): ۲۱۷-۲۲۴.
۱۰۳. Ye, C. L., & Jiang, C. J. 2011. Optimization of extraction process of crude polysaccharides from Plantago asiatica L. by response surface methodology. Carbohydrate Polymers. ۸۴(۱): ۴۹۵-۵۰۲.
۱۰۴. Yilmaz, N., Yayli, N., Misir, G., Coskuncelebi, K., Karaoglu, S and Yayli, N. U. R. E. T. T. I. N. 2008. Chemical composition and antimicrobial activities of the essential oils of Viburnum opulus, Viburnum lantana and Viburnum orientala. Asian Journal of Chemistry. ۲۰(۵): ۳۳۲۴-۳۳۳۰.
۱۰۵. Young, I. S and Woodside, J. V. 2001. Antioxidants in health and disease. Journal of clinical pathology. ۵۴(۳): ۱۷۶-۱۸۶.
۱۰۶. Zhang, D., Li, S., Xiong, Q., Jiang, C., Lai, X. 2013. Extraction, characterization and biological activities of polysaccharides from Amomum villosum. Carbohydrate Polymers. 95: 114– ۱۲۲.
۱۰۷. Zhang, Y., Wang, Z., Chen, H., Chen, Z and Tian, Y. 2014. Antioxidants: potential antiviral agents for Japanese encephalitis virus infection. International Journal of Infectious Diseases. ۲۴: ۳۰-۳۶.
۱۰۸. Zhao, Z., Xu, X., Ye, Q and Dong, L. 2013. Ultrasound extraction optimization of Acanthopanax senticosus polysaccharides and its antioxidant activity. International journal of biological macromolecules. ۵۹: ۲۹۰-۲۹۴.

۱۰۹. Zheng, X., Fangping, Y. I. N., Chenghai, L. I. U and Xiangwen, X. U. 2011. Effect of process parameters of microwave assisted extraction (MAE) on polysaccharides yield from Pumpkin. Journal of Northeast Agricultural University (English Edition). ۱۸(۲): ۷۹-۸۶.

1. 1. ۱. Kester ^۲. Rajaie ^۳. Kang ↑

1. 1. ^۵. Noguchi & Niki 4. Gray ↑

1. 1. ↑

1. 1. ↑

1. 1. ↑

1. 1. ۱. Young & Woodside 2. Nieto ^۳. Krishnaiah ↑

1. 1. ۴. Mathew S, Abraham ^۵. Gragg ^۶. Besharat ↑

1. 1. ۷. Marrubium velutinum ↑

1. 1. ↑

1. 1. ↑

1. 1. ↑

1. 1. ↑

1. 1. ۱. Karioti ^۲. Kocak ^۳. Olmedo
      ^۴. Bozin ^۵. Paris polyphylla ^۶. Shen
      ^۷. Qian ^۸. Taraxacum officinale ^۹. Wang
      ↑

1. 1. ↑

1. 1. ↑

1. 1. ↑

1. 1. ↑

1. 1. ↑

1. 1. ↑

1. 1. ↑

1. 1. ↑

1. 1. ^۱. Altundag & Ozturk
      ↑

1. 1. ۱. Carocho & Ferreira ^۲. Gram ↑

1. 1. ↑

1. 1. ^۱. Kang ^۲. Duque ↑

1. 1. ^۳. Zhang ↑

1. 1. ↑

1. ^۱. Lu ↑

غیر از مورد اخیر که معافیت ناظر به مجازات تعزیری است، در سایر موارد سقوط مجازات حدی یا قصاص، ملازمه با سقوط تعزیر ندارد، بلکه می توان پدر را مشمول مجازات تعزیری قرار داد.
اما علت این تفاوت در معافیت چیست؟ به چه دلیل این معافیت برای مادر (یا جد مادری) پیش بینی نشده است؟ در این نوشتار تنها برخی از حکم های این معافیت بیان 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. )

در مواردی بحث صرفاً اقتصادی است، مثلاً سرقت «شاید فلسفه وضع حکم، وجود این شبهه باشد که چون نفقه فرزند بر پدر واجب است، اموال فرزند در واقع از پدر ناشی می شود». (میرمحمدصادقی، ۱۳۷۴، چ۱-۲۱۲) بنابراین نباید به خاطر تحصیل مال از فرزند، توسط پدر، وی را مجازات نمود، به ویزه که قاعده «درء در حدود» حاکم است. مشابه همین استدلال را در مورد ربا نیز می توان بیان نمود. اما در خصوص قذف و قصاص این استدلال به جهت غیر مالی بودن موضوع جرم، کاربرد مستقیم ندارد. اگر چه در مورد قصاص، باز نقش اجتماعی و اقتصادی پدر به طور غیرمستقیم دخیل است. به بیان دیگر دوام خانواده و اتکای آن بر قدرت اقتصادی پدر یا بیشتر از مادر بوده، لذا مصیبت قتل فرزند کافی است و مصیبت قصاص پدر نباید به آن اضافه شود تا مشکلات سایر اعضای خانواده مضاعف گردد. ممکن است برخی مادران نیز چنین نقشی را در خانواده ایفاء کنند، پس در این موارد معافیت شامل مادر نیز بشود، اما باید توجه داشت که داشتن نقش با تکلیف به داشتن نقش، متفاوت است. اگر در عمل برخی مادران دارای چنین نقشی باشند، به لحاظ قانونی، تکلیفی بر این امر ندارند و از آنجا که هر حقی، نقطه مقابل یک تکلیف است، با نبود تکلیف، حقی نیز متصور نخواهد بود.
البته در این زمینه دیدگاه مخالفی وجود دارد که به جای تاکید بر انحصار معافیت برای پدر، سعی در تسری این معافیت به مادر دارد. به اعتقاد برخی این که در روایات اسم پدر آمده، شاید به این علت است که اکثراً، قتل فرزند توسط پدر اتفاق می افتد نه مادر، چرا که عطوفت شدید مادر به مراتب فزون تر از محبت های پدر است. بدین جهت روایت راجع به نوع و غالب موارد بوده و جواب معصوم نیز ناظر آن (ارتکاب توسط پدر) است.^[۶۱] لذا این که حکم مادر متفاوت از حکم پدر باشد (چه در قصاص و چه در قذف) خیلی یقینی نیست پس اگر این معافیت بنابر حفظ حرمت پدر است، به جهت آن که مطابق آیات و روایات عظمت مادر هم ردیف پدر و گاهی بالاتر می باشد، حفظ حرمت و شأن مادر نیز شبیه پدر اقتضای معافیت از مجازات را دارد. (جهانگیری،پیشین، ۲۹۷) اینکه معافیت مزبور شامل مادر نیز می شود، بستگی به حکمی دارد که پشتوانه آن قرار گیرد. اگر ملاک معافیت مسائل اقتصادی باشد، با وضعیت موجود، احکام و مقررات، شامل مادر نمی شود. اما اگر ملاک حفظ حرمت باشد بعید نیست که این حکم شامل مادر نیز بشود.
۳-۷-۲-۲- شوهر و معافیت از مجازات
این معافیت شامل معافیت خاص از قصاص و حد قذف است.
الف: معافیت از قصاص
مطابق ماده ۶۳۰ ق.م.ا.^[۶۲] برای شوهر در خصوص قتل یا ضرب و جرح همسر در فراش معافیتی پیش بینی شده است. اما برای زنان در وضعیت مشابه چنین معافیتی وجود ندارد. به نظر می رسد علت تفاوت در مبنای این معافیت است، اگر چه برخی حقوقدانان معتقدند: «با توجه به تغییر عبارت این ماده نسبت به ماده ۱۷۹ ق.م.ع. سابق، علت عدم مجازات شوهر را باید در نوعی توجیه و جواز عمل جستجو نمود، لذا فرقی نمی کند که شوهر به طور ناگهانی و اتفاقی با منظره ارتباط نامشروع زن خود با اجنبی مواجه شود یا قبلاً از این رابطه اطلاع داشته و با سبق تصمیم اقدام به قتل نماید». (مهرپور،۱۳۷۵،چ۲، ۱۷۴) بهتر است این ماده در قالب یک معافیت از مجازات بررسی شود: «تعبیر و لفظ «مشاهده کند» در ماده نشان می دهد که مواجهه با این وضعیت برای شوهر ناگهانی و بدون اطلاع قبلی است». (آقایی نیا،۱۳۸۴،چ۱، ۱۲۵) بدون این استدلال دلیلی برای ذکر این قید وجود نداشت، بنابراین نوعی تحریک مجنی علیه عامل این معافیت از مجازات است. همین ملاک دلیلی است بر این که چرا مشابه این معافیت برای زن پیش بینی نشده است، زیرا اولاً در مورد شوهر، احتمال رابطه مشروع به جهت جواز تعدد زوجات وجود دارد. ثانیاً بنابر وضعیت طبیعی، معمولاً حساسیت مردان نسبت به زن خود در مقابل مرد اجنبی، بیشتر از حساسیت زن، نسبت به شوهر خود در مقال زن اجنبی است. با این اوصاف آن تحریکی که برای مرد حاصل میشود، برای زن به وجود نمی آید. برخی معتقدند: «یکی از اختلافات صفات مردانه و زنانه در این است که مرد آبرو و حیثیت خود را ترجیح می دهد، در حالی که برای زن رجحان بر خوشی و لذت بردن از زندگی است.» (کی نیا، پیشین، ۱۵۶) اگر چه به لحاظ روانی هیجان پذیری زنان بیشتر از مردان است، اما این نکته مهم است که «مردان کنترل دقیقتری در رابطه خود با دیگران داشته و امکان کنترل رفتاری آنها بیشتر است.» (حسینی و دیگران،پیشین،۱۳۸۴) به نظر می رسد این معافیت نسبی تلقی شده و منجر به عدم مجازات کامل شوهر نگردد. زیرا فرض ناظر به حالتی است که تحریک مجنی علیه به عنوان یک عذر قانونی موجب عدم کنترل نسبی بر رفتار و معافیت جزیی از مجازات می گردد. بنابراین می توان از ماده ۶۱۲ ق.م.ا. برای تعزیر چنین شوهری استفاده نمود.^[۶۳]
ب: معافیت از حد قذف
بند ت ماده ۲۶۱ ق.م.ا. مربوط به زمانی است که شوهرش پس از قذف همسر، حاضر به انجام مراسم ملاعنه باشد. «ملاعنه یا لعان، نوعی رسیدگی کیفری است، در مورد اسناد زنا از طرف زوج به زوجه و نفی انتساب فرزندی که ملحق به فراش اوست». (جعفری لنگرودی، ۱۳۶۳، ۵۸۸) بنابراین عکس این قضیه در مورد زن قابل طرح نیست، زیرا هدف مرد از ملاعنه، نفی فرزند ملحق به فراش وی است که در مورد زن چنین چیزی منتفی است. در مورد اصل توسل به ملاعنه این سؤال وجود دارد که آیا با وجود پیشرفت های پزشکی برای تشخیص ژنتیک می توان همچنان به ملاعنه استناد نمود؟ به نظر پاسخ مثبت است، زیرا در صورت استفاده از آزمایش های بالینی اولاً امکان دارد حد (قذف یا زنا) ثابت و اجرا گردد، در حالی که در ملاعنه هیچ کدام از طرفین مجازات نمی شوند و این با سیاست کلی شارع در زمینه خطا پوشی در حدود جنسی هماهنگ تر است. ثانیاً اثبات یا عدم اثبات زنا در نتیجه استفاده از آزمایش های بالینی صرفنظر از مجازات متعاقب آن مانع ادامه زندگی مشترک می گردد، زیرا موضوع از دو حالت خارج نیست یا نسبت به زنا ثابت می شود که در این صورت مرد دیگر حاضر به ادامه زندگی با آن زن نیست یا ثابت نمی شود که در این صورت زن به جهت تهمتی که به وی زده شده رغبتی به ادامه زندگی با چنن مردی نخواهد داشت. بنابراین مراسم ملاعنه صرفنظر از جنبه کاشفیت، برای پرهیز از برخی محذورات توسط شارع تشریع شده است.
۳-۷-۳- تفاوت در اجرای مجازات
در اجرای مجازات ها نیز در حقوق کیفری ایران تفاوت هایی بین زن و مرد وجود دارد. برخی از این تفاوت ها به صرف داشتن جنسیت و برخی مقید به وجود صفتی خاص در جنسیت می باشد. تمامی این موارد را می توان به دو مورد تأخیر در اجرای مجازات و دیگری شیوه اجرای مجازات تقسیم نمود.
۳-۷-۳-۱- تأخیر در اجرای مجازات
تأخیر در اجرای مجازات نسبت به برخی زنان در مقررات ایران سابقه ای نسبتاً طولانی دارد. در بند ۳- ۲ ماده ۴۸۴ ق.آ.د.ک. اصلاحی ۱۳۳۷ مقرر کرده بود: «در مورد زنان حامله یا زنانی که تازه وضع حمل کرده اند تا سه ماه بعد از وضع حمل و در مورد زنانی که اطفال رضییع خود را شیر می دهند تا زمانی که طفل آنان به سن دو سال برسد در صورتی که اجرای مجازات ضرری به طفل برساند به تأخیر می افتد». بدین ترتیب حاملگی یا شیردهی زن، عامل تأخیر در اجرای مجازت است. زیرا در این حال تنها مجازات برای ثالث (جنین یا نوزاد) مضر نیست، بلکه برای خود زن نیز به جهت وضعیت خاصی که دارد متضمن اثر رنج آور بیشتری است.
پس از انقلاب اسلامی در زمان وضع مقررات مجازات اسلامی از این حیث نیز تغییراتی در قوانین رخ داد. در حال حاضر مقررات پراکنده ای وجود دارد که به دست آوردن حکم کلی از آنها مستلزم بررسی مجموع این مواد است. در مواد ۹۱ تا ۹۳ ق.م.ا.، ماده ۲۶۲ ق.م.ا. و ماده ۲۸۸ ق.آ.د.ک. احکامی پیش بینی نموده است.
۳-۷-۳-۲- نقد و بررسی قوانین
قانونگذار علی رغم پیش بینی مواد متعدد هم چنان از پذیرش تأخیر در اجرای هر نوع مجازاتی امتناع می کند، به نحوی که هنوز تأخیر در اجرای مجازات هایی غیر از مجازات های مذکور در این مواد آن هم برای جرائم خاصی پیش بینی نگردیده است. زیرا در ماده ۲۲۴ق.م.ا. ذیل حد زنا آمده، مجازات اعدام برای زنا است. بنابراین اگر اعدام راجع به سایر محکومیت های حدی (مثلاً محاربه) باشد، نقص قانون وجود دارد. به علاوه سایر مجازات های حدی یا تعزیری مثل قطع عضو یا حبس نیز از شمول این مواد خارج می شود. البته در ماده ۲۹۶ ق.آ.د.ک. راجع به مجازات حبس و تبعید برای زن شیرده مشکل را با منع جدا کردن شیرخوار از مادر حل کرده است. اما تکلیف زن باردار مشخص نیست. می توان ادعا نمود «وحدت ملاک اقتضاء می کند در سایر جرائم و مجازات ها نیز با وجود این موانع فیزیولوژیک اجرای مجازات به تأخیر افتد». (رحمدل، ۱۳۸۴،چ۱، ۱۴۶) البته در آیین نامه های مربوط به این خلأ رفع شده است، چنان که ماده ۶ آئین نامه نحوه اجرای احکام قصاص، رجم، قتل، صلب، اعدام و شلاق مصوب ۱۳۸۲قوه قضائیه این تأخیر به نحو کامل تری آمده است. اما اولاً آئین نامه نباید به متن قانون مورد جدیدی را اضافه کند، ثانیاً حتی در آئین نامه هم نواقصی وجود دارد. به عنوان مثال در این ماده تکلیف تعزیرات مشخص نشده و در قانون دادرسی کیفری هم تنها تکلیف شلاق تعزیری مشخص شده است. بنابراین لازم است در این خصوص مقررات جامعی وضع گردد.
عامل نفاس نیز به عنوان یکی از عوامل تأخیر در اجرای حد مقرر گشته است. از انجا که نفاس مربوط به ایام پس از فارغ شدن از حاملگی می باشد، ظاهراً عاملی مستقل و مطلق برای تأخیر است. یعنی تأخیر در آن مقید به وجود ضرر برای نوزاد نیست، بلکه خود زن مورد حمایت قرار گرفته است. به عبارت دیگر اگر در دو مورد قبل حمایت از جنین یا نوزاد اهمیت دارد، در این مورد حمایت از زن به جهت ضعف جسمانی پس از زایمان موجب تاخیر در اجرای مجازات می گردد. اگر چه در ماده ۹۳ ق.م.ا. قبلی در مجازات اعدام، وضعیت استحاضه که آن هم به نوعی موجب ضعف جسمانی زن می شود، عاملی برای تأخیر نمی باشد. این دوگانگی برخورد قانونگذار قابل تأمل بوده است در ماده ۲۲۷ قانون جدید اصلاح گردید.
بین موارد مختلفی که در قوانین آمده (اعم از قانون دادرسی و قانون مجازات) باید قائل به تفصیل شد. برخی از این موارد امور حکمی و برخی موضوعی هستند، به گونه ای که احراز علت تأخیر به عنوان یک امر موضوعی با مقامات قضایی است. یعنی آنها هستند که باید تشخیص دهند احتمال ضرر برای حمل یا نوزاد وجود دارد، در حالی که در سایر موارد، تأخیر امری حکمی است. یعنی وجود عامل مذکور در قانون، موجب تأخیر می شود، مثلاً لازم نیست پیرامون این مطلب که در حالت بارداری، وجود ضرر برای جنین مانع اجرای مجازات می شود، بررسی صورت گیرد. صرف بارداری موجب تأخیر می شود. نتیجه این مطلب در برخی موارد قابل تأمل است مثلاً حد شلاق بر زن بارداری به جهت عدم احراز بیم ضرر، اجرا شود اما در شلاق تعزیری چون مطلب به صورت حکمی آمده، این احتمال وجود ندارد.
در ماده ۹۱ ق.م.ا. و ماده ۴۳۶ ق.م.ا. که مجازات اعدام مطرح می شود، تنها بیم تلف (مرگ) نوزاد، عامل تأخیر در مجازات است. حال آنکه در حد شلاق بیم ضرر به طور مطلق کفایت می کند.
این دوگانگی برای چیست؟ آیا چون باید مادر از بین برود (مجازات اعدام) حتماً باید نقطه مقابل آن حیاتن فرد دیگری (نوزاد) باشد تا مانع اجرای آن شود؟ حال اگر اجرای مجازات اعدام، منجر به مرگ طفل نمی شود، اما آسیب جدی جسمانی بر وی وارد شود، تأخیر جایز نیست؟ در این مورد نوزاد، فرد ثالث محسوب شده و اصل شخصی بودن مجازات اقتضاء می کند بر وی ضرری وارد نشود، چه ضرر در حد مرگ باشد و چه نباشد.^[۶۴]
در تبصره ماده ۹۳ ق.م.ا. مصوب ۱۳۷۵ آمده: «حیض مانع اجرای حد نیست» شاید چون امری طبیعی و ماهیانه در زنان است. اما آیا همین امر طبیعی اثر طبیعی اش کاهش قدرت جمسی و ایجاد وضعیت خاص روحی در زن نیست؟ اگر ملاک، عدم اعمال مجازات مضاعف بر زن است، چرا حیض مانع اجرای مجازات نگردد. خوشبختانه در ماده ۲۲۷ قانون مجازات اسلامی مصوب ۱۳۹۲، حیض در کنار نفاس و استحاضه شدید، عاملی برای تأخیر اجرای حد شلاق تلقی شده است.^[۶۵]
۳-۷-۳-۳- شیوه اجرای مجازات
الف: اجرای حدود
مطابق منابع شرعی در خصوص نحوه اجرای مجازات های حدی تفاوت هایی بین زن و مرد وجود دارد. این تفاوت ها در ضمن مواد ۱۷۶ و ۱۰۰، ۱۰۲ ق م.ام قدی. راجع به مجازات شلاق و رجم پیش بینی شده است.^[۶۶]
در مواد ۱۷۶ و ۱۰۰ ق.م.ا. آمده: «شلاق در مورد مردان ایستاده و در زنان نشسته اجرا گردد. به علاوه از نظر پوشش، مرد را در حالتی که تنها ساتر عورت داشته باشد، شلاق می زنند. ولی زن در حالتی که لباس را به بدن وی بسته شده است.» البته ماده ۳۳ آئین نامه نحوه اجرای احکام قصاص، رجم، قتل، صلب، اعدام و شلاق، این مقررات را به نحوی روشن تر بیان می کند، به گونه ای که در خصوص نحوه پوشش در حدود زنا، تفخیذ و شرب خمر، حکم قانون مجازات را تکرار کرده و صراحتاً اشعار می دارد، حد شلاق در قوادی و قذف حتی در مورد مرد نیز از روی لباس معمولی اجرا گردد.
در مورد مجازات رجم هم ماده ۱۰۲ ق.م.ا. مقرر می دارد: «مرد را تا نزدیک کمر و زن را تا نزدیکی سینه در گودال دفت کرده و سپس رجم می نمایند.» اما خوشبختانه این مواد قانونی در قانون مجازات جدید حذف و قانونگذار در اجرای مجازات ملایمت خاصی به کار برده.
علت این تفاوت ها را باید در اختلافات طبیعی بین زن و مرد جستجو نمود. برخی معتقدند: «ملاک تفاوت در پوشاندن بدن زن و مرد به این علت است که همه بند زن عورت محسوب می شود، لذا باید کاملاً پوشیده باشد. ولی در مورد مرد این گونه نیست.» (مسعودی فر،۱۳۸۶،چ۱-۶۷) شاید این استدلال در مورد رجم قابل قبول باشد چرا که اجرای آن علنی است.^[۶۷] اما در مورد شلاق اگر نامحرمی در آن مکان حضور نداشته باشد، آیا این تفاوت توجیهی دارد؟ شاید بتوان به گونه دیگری این تفاوت را توجیه کرد، بدین معنا که اساساً چون قدرت جسمانی زن و مرد متفاوت است، زنان به علت ضعف بنیه جسمی، رنج و تعب بیشتری را از شلاق تحمل می کنند و این منجر به عدم تساوی در اجرای مجازات می گردد. شاید با بستن لباس به آنها تا حدودی این تفاوت مرتفع گردد.^[۶۸]
ب: اجرای قصاص