وبلاگ

۳-۱- نمونه گیری
پس ازهماهنگی با کشتارگاه‌های صنعتی استان اصفهان واقع در شهرستان‌های تیران و کرون و نجف آباد تعداد ۲۰۰ نمونه خون و۲۰۰ نمونه کبد جمع آوری گردید توضیح اینکه از هر گله تعداد ۱۰نمونه خون و ۱۰ نمونه کبد اخذ گردیده است. سپس نمونه‌ها در کنار یخ به آزمایشگاه زنده یاد دکتر فرشاد زمانی دهکردی واقع در دانشگاه آزاد اسلامی واحد شهرکرد انتقال داده شد. نمونه‌ها تا زمان انجام آزمایش در دمای۲۰- درجه سانتی گراد نگه داری شدند.
۳-۲- استخراج DNA از کبد با بهره گرفتن از کیت
استخراج DNA با بهره گرفتن از کیت ساخت شرکت سینا ژن ایران (DNP^TM Kit) طبق دستور العمل کیت به صورت زیر انجام شد.
۱- به ۱۰۰µg از نمونه‌های کبد گرفته شده، مقدار ۱۰۰µl بافرپرتئاز و ۵µl پرتئاز اضافه شد و به مدت یک ساعت در دمای ۵۵ درجه در Heater قرار داده شد تا آنزیم اثر کند.
۲- مقدار ۲۵۰محلول Lysis اضافه شد و به مدت ۱ دقیقه ورتکس شدید انجام شد.
۳- ۳۰۰µl از Percipitation به آرامی به تیوب‌ها اضافه گردید و ده مرتبه واژگون شد (Inverting).
۴- نمونه‌ها به مدت یک شب در دمای ۲۰- درجه سانتی گراد قرار داده شدند.
۵- نمونه‌ها به مدت ۸ دقیقه در۱۳۰۰۰ دور بر دقیقه سانتریفیوژ و مایع رویی خارج شد.
۶- ۵۰۰µl از بافرشستشو دهنده (Wash Buffer) به تیوب‌ها افزوده و ۵مرتبه واژگون شد.
۷- نمونه‌ها به مدت ۵دقیقه در ۱۳۰۰۰ دور بر دقیقه سانتریقیوژ و مایع رویی خارج شد.
۸- تیوب‌ها را به صورت وارونه روی یک کاغذ تمیز فشار داده تا آبگیری شود.
۹- نمونه‌ها را به مدت ۵ دقیقه در دمای ۶۵ درجه سانتی گراد در داخل Heater به منظور خشک کردن رسوب حاصله به صورت در باز قرار داده شد به طوریکه تیوب‌ها پس از این مدت بو ندهند.
۱۰- پس از خشک شدن رسوب حاصله در ۵۰µl آب مقطرحل شد.
۱۱- به مدت ۵ دقیقه با دور rpm13000 سانتریفیوژ می‌شود.که محلول رویی حاوی DNA می‌باشد.
۳-۳- استخراج DNA از خون با بهره گرفتن از کیت
استخراج DNA با بهره گرفتن از کیت ساخت شرکت سینا ژن ایران (DNP^TM Kit) طبق دستور العمل کیت به صورت زیر انجام شد.
۱- ۲۰۰µlخون بهمراه ۷۰۰µlLysis و به مدت ۱ دقیقه ورتکس شدید انجام شد.
۲- ۵۰۰µl از Percipitation به آرامی به تیوب‌ها اضافه گردید و ده مرتبه واژگون شد (Inverting).
۳- نمونه‌ها به مدت یک شب در دمای ۲۰- درجه سانتی گراد قرار داده شدند.
۴- نمونه‌ها به مدت ۸ دقیقه در۱۳۰۰۰ دور بر دقیقه سانتریفیوژ و مایع رویی خارج شد.
۵- ۵۰۰µl از بافر شستشو دهنده^[۲۴] به تیوب‌ها افزوده و ۵ مرتبه واژگون شد.
۶- نمونه‌ها به مدت ۵دقیقه در ۱۳۰۰۰ دور بر دقیقه سانتریقیوژ و مایع رویی خارج شد.
۷- تیوب‌ها را به صورت وارونه روی یک کاغذ تمیز فشار داده تا آبگیری شود.
۸- نمونه‌ها را به مدت ۵ دقیقه در دمای ۶۵ درجه سانتی گراد در داخل Heater به منظور خشک کردن رسوب حاصله به صورت در باز قرار داده شد به طوریکه تیوب‌ها پس از این مدت بو ندهند.
۹- پس از خشک شدن رسوب حاصله در ۵۰µl آب مقطرحل شد.
۱۰- به مدت ۵ دقیقه با دور rpm13000 سانتریفیوژ می‌شود.که محلول رویی حاوی DNA می‌باشد.
۳-۴- آزمایش PCR
جهت تکثیر قطعه ژن کد کننده آنتی ژن انگل هیستوموناس مله اگریدیس، از ۲ زوج پرایمر اختصاصی منتشر شده توسط وی لی و همکاران درسال ۲۰۱۱ (۲۲) که با بهره گرفتن از توالی ژنوم شماره ژن بانک AF293056 (33) توسط شرکت سینا ژن سنتز شده است، مورد استفاده قرار گرفته است :
Hmf 5´-GAAAGCATCTATCAAGTGGAA-3´(forward)
Hmr5´-GATCTTTTCAAATTAGCTTTAAA-3´(reverse)
۳-۴-۱- روش کار
جهت انجام آزمایش PCR و تکثیر ژن‌های مورد نظر از دستگاهMastercycler Gradiant Eppendorf ¸ Germany)) با حجم نهایی ۲۵ میکرو لیتر شامل: ۱ میکروگرم نمونه DNA و ۱میکرولیتر از هر پرایمر، ۲ میکرولیتر منیزیوم کلراید و ۲۰۰ میکرولیتر از dNTP و ۵/۲ میکرولیتر از بافر ۱۰x و ۱ میکرولیتر از آنزیم Taq پلیمراز بود (Fermentas, Germany). واکنش PCR در شرایط دمایی زیرانجام شد.
برنامه حرارتی مورد استفاده شامل یک سیکل ۹۵ درجه سانتی گراد به مدت ۱۵ دقیقه و ۳۸ سیکل تکراری شامل واسرشت سازی در دمای ۹۴ درجه سانتی گراد در ۳۰ثانیه همسرشت سازی در دمای ۵۵ درجه سانتی گراد به مدت ۱ دقیقه و گسترش در دمای ۷۲ درجه سانتی گراد برای ۱ دقیقه و گسترش نهایی در دمای ۷۵ درجه سانتی گراد به مدت۱۰ دقیقه انجام شد.

۳-۵- تهیه ژل آگارز
۳-۵-۱- مواد و وسایل لازم
- پودر آگارز (ساخت شرکت Fermentas آلمان )
- بافر۱X TBE
- بافر بار گذاری^[۲۵]
-اتیدیوم بروماید
-آب مقطر
-سمپلر در حجم های مختلف
-سر سمپلر زرد و آبی
-دستگاه ماکروویو
-ترازوی دیجیتال
-ظروف شیشه ای آزمایشگاهی
- قالب و شانه مخصوص ژل
-تانک الکتروفورز
- منبع تنظیم ولتاژ برق^[۲۶]
-دستگاه تصویر بردار ژل^[۲۷]
۳-۵-۲- روش تهیه بافر (۱X) TBEبرای تهیه ژل آگارز
مقادیر ۹۹/۱۰۸ گرم از پودرTris base، ۶۵/۵۵ گرم ازپودر Buric Acid و ۴۴/۱ گرم از پودر EDTA را با یکدیگر مخلوط کرده و با آب مقطر به حجم ml1000 رسانده تا TBE (10X) ساخته شود. سپس (۱۰X)TBE را به نسبت۱به ۱۰ با آب مقطر مخلوط کرده تا TBE با غلظت ۱X تهیه شود.

۰٫۹

۰٫۹

۰٫۹

۰٫۹۹۹

۰٫۹۰۸

۰٫۹

۰٫۹

۰٫۹

۰٫۹۹۸

۰٫۹۹۸

۰٫۹

۰٫۹

۰٫۹۴۷

۰٫۹۹۵

۰٫۹۷۲

۰٫۹

۰٫۹

-۰٫۹۹۵

-۰٫۹۸۶

۰٫۹۰۱

۰٫۹

۰٫۹

۰٫۹۹۹

۰٫۹۹۶

۰٫۹۸۱

از توجه به مقادیر چهار جدول بالا نیز بطور کلی می‌توان گفت :

• • با بهینه‌سازی تک هدفه، بهترین نتایج برای تابع مربوطه بدست آمده است.

• در حالت حضور تولیدات پراکنده نتایج بدست آمده نسبت به حالت عدم حضور تولیدات پراکنده، تفاوت چشمگیری داشته و مقادیر توابع هدف تا حد زیادی کاهش یافته است.

• توابع هدف رفتار کاملا یکسانی از خود بروز نداده‌اند.

• در حالت بهینه‌سازی هزینه، بدلیل قیمت بالای سلول‌های سوختی (تولیدات پراکنده اول، دوم و ششم) ظرفیت این تولیدات برابر صفر بدست آمده تا توان مورد نیاز توسط شبکه بالادست تامین گردد. اما در سایر حالات تک‌هدفه، بیشتری ظرفیت ممکن برای تولیدات پراکنده بدست آمده است.

• در حالت بهینه‌سازی تلفات توان و پروفیل ولتاژ، به دلیل نیاز به تزریق توان راکتیو، ضریب توان تمامی تولیدات برابر ۹/۰ شده است.

• با بهینه‌سازی شاخص چند هدفه، مصالحه مناسبی مابین تمامی توابع هدف انجام پذیرفته است. در این حالت مقدار ظرفیت دو سلول‌ سوختی برابر صفر و سلول سوختی دیگر برابر ۳۰۰ کیلو وات بدست آمده است.

فصل ششم:
نتیجه گیری کلی و بیان پیشنهادات
۶-۱- نتیجه‌گیری کلی
در این پایان نامه یک چارچوب بهینه سازی چند هدفه برای تجدید آرایش شبکه توزیع با اهدف مختلف در سیستم‌های توزیع ارائه گردید. کمینه سازی تلفات و انحراف ولتاژ و همچنین بهبود عدم تعادل، به عنوان توابع هدف بهینه سازی درنظر گرفته شده اند. در این پایان نامه در نظر گرفتن کلیه موارد فوق در شرایط تجدید آرایش در شبکه های توزیع می باشد که نتایج شبیه سازی در شرایط مختلف این موضوع را بررسی کرده و مثبت بودن تجدید ساختار در شبکه توزیع در شرایط بررسی توابع هدف مختلف تحلیل شده است.
همچنین برای حل مسئله‌ی بهینه سازی از یک روش ترکیبی جدید با بهره گرفتن از مزایای الگوریتم بهینه سازی ازدحام ذرات (PSO) و قورباغه استفاده شد است. همچنین به منظور به دست آوردن نتایج دقیق‌تر، تمام شبیه سازی ها در نرم افزار متلب با مدلسازی در بخش برنامه نویسی این نرم افزار انجام شده است.
همچنین در این پایان نامه، پس از بدست آوردن نتایج مسئله‌ی بهینه سازی، ارزیابی و تحلیل در مورد نتایج انجام گرفت.در این پایان نامه از محیط برنامه نویسی و شبیه سازی نرم افزار متلب به منظور مدلسازی وتحلیل شبکه تحت مطالعه استفاده شده است.

که در آن متغیر ها به شرح ذیل می شوند:
ACC: جمع اقلام تعهدی
ΔI: تغییر در موجودی کالا
NI: سود خالص قبل از اقلام غیر متفرقه
ΔPE: تغییر در پیش پرداخت ها
DEP:هزینه استهلاک
Cfo: جریان نقدی عملیاتی
oACC: اقلام تعهدی عملیاتی
ΔAR: تغییر حساب های دریافتی
ΔAP: تغییر در حساب های پرداختی
ΔTP: تغییر در مالیات پرداختی
NoACC: اقلام تعهدی غیر عملیاتی
در حالی که اقلام تعهدی عملیاتی (سرمایه در گردش) از فعالیت های مستمر و معمول شرکت ناشی می شوند، اقلام تعهدی غیر عملیاتی برای مثال شامل افزایش هزینه های که ناشی از تغییر برآوردهاست، سود و زیان فروش داراییها و زیان کاهش ارزش دارایی های ثابت، درآمد های انتقالی به دوره های آتی و سرمایه ای کردن مخارج است (گیولی و هاین، ۲۰۰۰، ۳۲۰-۲۸۷). از آن جا که مقادیر کوچکتر (منفی تر) اقلام تعهدی غیر عملیاتی نشانگر سطوح بالاتر محافظه کاری هستند، در این تحقیق برای همسو کردن جهت مقادیر جبری اقلام تعهدی غیر عملیاتی با میزان محافظه کاری از قرینه این اقلام استفاده شده است، این معیار توسط پائیک و همکاران، گیولی و همکاران و احمد و همکاران نیز استفاده شده است، این معیار توسط پائیک و همکاران، گیولی و همکاران و احمد و همکاران نیز استفاده شده است. حال جهت محاسبه میزان محافظه کاری مشروط در این تحقیق از مدل ژانگ (۲۰۰۸) که به صورت ذیل است استفاده شده است (ژانگ، ۲۰۰۸، ۵۴-۲۷)

CC – ACC = × (۱-)
۲-۲-۴-۲- روش های اندازه گیری محافظه کاری نامشروط
۱٫ روش ارزش بازار نسبت به ارزش دفتری سهام (BTM)
تجربه گراها تمایل دارند که محافظه کاری را به صورت زیر تعریف کنند:
تفاوت بین ارزش سهام^[۳۳] و ارزش نقدی گزارش شده، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری نیز گفته می شود که آن را با MTB نشان می دهند در نتیجه هرچه نسبت MTB بالاتر از یک باشد بیانگر وجود محافظه کاری بیشتر در گزارشگری مالی است.
شاید دلیل استفاده از EV در تعریف محافظه کاری تجربه گراها به واسطه این باور باشد که حسابداران می توانند برآوردهای تایید پذیر و قابل اتکایی از ارزش بازار سهام داشته باشند که بهتر از ارزش بازار مشاهده شده در بازار های نقدی است و یا شاید فقدان یک تئوری برای محافظه کاری باشد که تجربه گراها از EV برای تعریف محافظه کاری استفاده کنند.
BTM تنها در صورتی می تواند معیار درستی از محافظه کاری باشد که نقش حسابداری، گزارشگری ارزش سهام (EV) باشد. اگر هدف حسابداری،گزارش کردن NAV است. پس ارزش دفتری گزارش شده معادل NAB، بخش تایید پذیر NAV خواهد بود و محافظه کاری واقعی برابر خواهد شد با محافظه کاری کل. MTB، EV را اندازه گیری می کند. بنابراین ویژگی MTB به عنوان معیاری از محافظه کاری بستگی به نقش حسابداری دارد. بدون وجود شواهد تجربی از ماهیت نقش حسابداری، قضاوت در مورد سودمندی MTB به عنوان یک معیار محافظه کاری مشکل است این در حالیست که واتز و ریچوداری (۲۰۰۷) در تحقیق خود از این معیار استفاده کرده اند .
۲٫ روش Res:
پنمن و ژانگ (۲۰۰۲) جهت تخمین میزان محافظه کاری نامشروط در گزارشگری مالی از این روش استفاده کردند در این روش جهت تعیین میزان محافظه کاری از فرمول ذیل استفاده می شود:
INV _it + RD _it + ADV _it
At _it
UC – Res _it =
UC – Res _it: شاخص محافظه کاری نامشروط برای شرکت i در زمان t
INV _it: میزان موجود کالا
RD: هزینه تحقیق و توسعه
ADV: هزینه تبلیغات
At: کل دارایی های شرکت (پنمن و ژانگ، ۲۰۰۲، ۳۶۴-۲۳۷) ^[۳۴].
۳٫ روش به کارگیری اقلام تعهدی:
همان طور که قبلا گفته شد انتخاب و اعمال روش های محافظه کارانه از طریق حسابداری تعهدی امکان پذیر است حاصل تحقیق حاضر برای اندازه گیری شاخص محافظه کاری نامشروط از مدل احمد و دوئلمن ،۲۰۰۷ استفاده شده است. شاخص محافظه کاری براساس مدل مزبور به صورت زیر محاسبه می شود.
کل اقلام تعهدی
جمع دارایی ها در اول دوره
UC – ACC = × (۱-)
اقلام تعهدی از تفاوت سود خالص قبل از اقلام غیر مترقبه و جریان نقدی عملیاتی بعلاوه هزینه استهلاک به دست می آید. به عقیده احمد و دوئلمن ،۲۰۰۷ رشد اقلام تعهدی می تواند شاخصی از تغییر در درجه محافظه کاری حسابداری در طول یک دوره باشد. به بیانی دیگر اگر اقلام تعهدی افزایش یابد، در آن صورت محافظه کاری کاهش می یابد و برعکس، از این رو برای تعیین جهت محافظه کاری اقلام تعهدی در منفی یک ضرب می شود. برای کنترل عامل تورم بر اقلام تعهدی و تغییرات محافظه کاری و همچنین برای همگن کردن اطلاعات در سطح کشورها با اندازه های مختلف متغیرهای پژوهش بر جمع داراییها تقسیم شده اند (احمد و دوئلمن، ۲۰۰۷، ۴۳۷-۴۱۱) ^[۳۵].
۲-۲-۵- مفهوم محافظه کاری
سیل عظیم رسوایی های مالی اخیر در سطح جهان،از انرون و ورلدکام در آمریکا تا پارلامات در اروپا،
سبب شده است که انگشت اتهام به سمت گزارشگری مالی نشانه رود. صورت های مالی هسته اصلی فرایند گزارش گری مالی را تشکیل میدهند.صورت های مالی و در راس آنها صورت سود و زیان (رقم سود خالص) در کانون توجه سرمایه گذاران قرار دارد. در سال های اخیر مبحث کیفیت سود گزارش شده مورد توجه بسیاری از محققان قرار گرفته است. یکی از جنبه های کیفیت سود محافظه کاری است؛ بدان معنا که هر چه محافظه کاری سود بیشتر باشد، کیفیت آن بالاتر است . مفهوم محافظه کاری در حسابداری سابقه ای طولانی دارد و به قول باسو ( ۱۹۹۷) نفوذ محافظه کاری در حسابداری حداقل به ۵۰۰ سال می رسد. حسابداران به طور سنتی محافظه کاری را “قانون پیشی گرفتن زیان ها و عدم سبقت سودها” معرفی کرده اند باسومحافظه کاری را تمایل حسابداران به الزام برای داشتن مستندات قوی (درجه بالایی از قابلیت تأیید شوندگی) برای شناسایی اخبارخوب در مقابل شناسایی اخبار بد معرفی می کند. بنابراین، هر چه تفاوت درجه تأیید شوندگی برای سود بیشتر از زیان باشد، محافظه کاری بیشتر است.
در مفاهیم نظری گزارشگری مالی ایران محافظه کاری در بخش ویژگی های کیفی اطلاعات مالی به عنوان یکی از اجزای قابلیت اتکا و با عنوان “احتیاط” در نظر گرفته شده است. احتیاط کاربرد درجه ای از مراقبت بوده که در اعمال قضاوت برای برآوردهای حسابداری در شرایط ابهام مورد نیاز است؛ به گونه ای که درآمدها و دارایی ها بیشتر از واقع و هزینه ها و بدهی ها کمتر از واقع ارائه نشود.
رضا زاده و آزاد در بررسی رابطه بین عدم تقارن اطلاعاتی و محافظه کاری در گزارشگری مالی شرکت های بورس اوراق بهادار تهران، رابطه مثبت و معنی داری میان عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه گذاران و سطح محافظه کاری اعمال شده در صورت های مالی یافتند و بدین ترتیب، سودمندی محافظه کاری به عنوان یکی از خصوصیات کیفی تأیید گردید.
کاربرد مفهوم محافظه کاری منافعی را نیز در پی دارد. واتز دلایل کاربرد محافظه کاری را به شرح زیر بر می شمرد:
۱٫ توجیه مالیاتی. شناسایی نامتقارن سودها و زیان ها، مدیر را در کاهش ارزش فعلی مالیات های پرداختنی و در نتیجه افزایش ارزش شرکت یاری می رساند. تعویق شناسایی درآمدها و تسریع شناسایی هزینه ها، مالیات های قابل پرداخت شرکت را به دوره های آتی منتقل می کند.
۲٫ توجیه قراردادی. محافظه کاری از رفتار فرصت طلبانه مدیران (برای مدیریت سود شرکت)جلوگیری می کند و خطر اخلاقی را کاهش می دهد.رویه های حسابداری محافظه کارانه، مدیران را از خوش بینی بیش از حد در ارائه سود باز می دارد و طبعاً از پرداخت های اضافی (پاداش های اضافی) به مدیران جلوگیری می کند این نقش محافظه کاری، همانند نقشی است که در محدود نمودن وجلوگیری از پرداخت اضافی سود سهام به سهامداران ایفا می کند. بنابراین، انگیزه ای را برای مدیران ایجاد می نماید که از پذیرش پروژه هایی با خالص ارزش فعلی منفی بپرهیزند درنتیجه، تضاد منافع و هزینه های نمایندگی بین افراد داخلی و خارجی شرکت کاهش می یابد.
۳٫ توجیه حقوقی . در سال های اخیر دعاوی سهامداران، توجیهی برای محافظه کاری شده است . در مواردی که با بیش از واقع نشان دادن سود و خالص دارایی ها، مدیران پاداش های بیشتری دریافت می دارند، احتمال اقامه دعوای حقوقی زیاد است . محافظه کاری با جلوگیری از بیش از واقع نشان دادن خالص دارایی ها از هزینه های اقامه دعوی توسط سهامداران جلوگیری می کند . اسکینر ۱۹۹۴ نشان داد که مدیران انگیزه هایی برای محافظه کاری در پیش بینی های خود دارند. دلیل این امر آن است که پیش بینی خوشبینانه مدیران ریسک اقامه دعوی را افزایش می دهد.

دانشگاه آزاد اسلامی

واحد علوم و تحقیقات آذربایجان غربی

Science and Research Branch, Islamic Azad University

فرم پیشنهاد تحقیق

پایان‏ نامه‌ی کارشناسی ارشد

عنوان تحقیق به فارسی: اثربخشی رفتار درمانی دیالکتیکی بر اختلال اظطراب بیماری

نام دانشجو: آیسان دانشکده: علوم انسانی

نام خانوادگی دانشجو: پیروزیان گروه تخصصی: روانشناسی

رشته تحصیلی: روانشناسی گرایش:بالینی

نیمسال ورود به مقطع جاری: دوم ۹۲-۹۳ نیمسال شروع به تحصیل : دوم ۹۱-۹۲

نام و نام خانوادگی استاد (اساتید) راهنما: نام و نام خانوادگی استاد (اساتید) مشاور:

۱- جناب آقای دکتر قربانعلی پور ۱-

تاریخ تصویب در شورای گروه تخصصی: تاریخ تصویب در شورای پژوهشی دانشکده :

تائید مدیر پژوهشی دانشکده: تائید رئیس دانشکده:

تاریخ ارسال به حوزه پژوهشی واحد:

تأیید کارشناس پژوهشی تاریخ بررسی وتایید امور پژوهشی واحد:

تأیید مدیرکل پژوهشی تأیید معاون پژوهشی واحد

توجه: لطفاً این فرم با مساعدت و هدایت استاد راهنما تکمیل شود.

اطلاعات مربوط به دانشجو:

نام: آیسان نام‏خانوادگی: پیروزیان شماره دانشجویی: ۹۱۱۰۳۸۲۴۱

مقطع: کارشناسی ارشد ناپیوسته رشته تحصیلی: روانشناسی گروه تخصصی: روانشناسی

گرایش: بالینی نام‌دانشکده: علوم انسانی سال ورود به مقطع جاری: دوم ۹۲- ۹۳ نیمسال ورودی: دوم ۹۱-۹۲

آدرس پستی : آذربایجان غربی – خوی – میدان شیخ نوایی – خیابان ۳۲ متری شیخ نوایی بن بست اول پلاک۱

تلفن ثابت محل سکونت:۰۴۴۳۶۳۳۱۵۲۷تلفن همراه: ۰۹۱۴۱۶۳۳۳۱۹پست الکترونیک:piruzian241@gmail.com

اطلاعات مربوط به استاد راهنما:

تذکرات:

دانشجویان دوره کارشناسی می‌توانند یک استاد راهنما و حداکثر دو استاد مشاور و دانشجویان دوره دکتری حداکثر تا دو استاد راهنما و دو استاد مشاور می‏توانند انتخاب نمایند.

در صورتی که اساتید راهنما و مشاور مدعو می باشند، لازم است سوابق تحصیلی، آموزشی و پژوهشی کامل ایشان (رزومه کامل) شامل فهرست پایان‌نامه‌های کارشناسی ارشد و رساله‏های دکتری دفاع شده و یا در حال انجام که اساتید مدعو، راهنمایی و یا مشاوره آنرا بر عهده داشته‏اند، به همراه مدارک مربوطه و همچنین آخرین حکم کارگزینی (حکم هیأت علمی) ضمیمه گردد.

اساتید راهنما و مشاور موظف هستند قبل از پذیرش پروپوزال، به سقف ظرفیت پذیرش خود توجه نموده و در صورت تکمیل بودن ظرفیت پذیرش، از ارسال آن به دانشکده و حوزه پژوهشی و یا در نوبت قراردادن و ایجاد وقفه در کار دانشجویان جداً پرهیز نمایند.

اطلاعات مربوط به استاد راهنمای اول:

دانشگاهی

نام و نام خانوادگی:مسعود قربانعلی پور آخرین مدرک تحصیلی دکتری :……………………………….

حوزوی

عضو هیأت علمی دانشگاه آزاد اسلامی خوی

تخصص اصلی: روانشناسی رتبه دانشگاهی (مرتبه علمی):استاد یار پایه ۶ تلفن همراه: ۰۹۱۴۱۶۳۳۷۸۷

تلفن منزل یا محل کار : ۰۴۴۳۶۲۳۶۶۶۳ نام و نام خانوادگی به زبان انگلیسی: Masoud Ghorbanalipour

سوال ۱۱

۰٫۵۴

سوال ۱۲

۰٫۶۳

سوال ۱۳

۰٫۷۸

سوال ۱۴

۰٫۶۱

بیشترین مقدار بار‌عاملی برای متغیر تدارکات مربوط به سوال ۱۳ با میزان ۰٫۷۸ و کمترین میزان بار عاملی مربوط به سوال ۱۰ با میزان ۰٫۴۲ می‌باشد.

حال سوال اصلی اینجاست که تا چه مرحله‌ای باید اصلاح را ادامه داد؟ همان‌طور که در روش شناسی مدل معادلات ساختاری مطرح است محقق باید با بهره گرفتن از معنی داری مقدار تفاوت آماره کای اسکویر نسبت به اصلاح مدل و پیشبرد مراحل اقدام نماید. در این راستا از آزمون D² که از روی مقدار کاهش کای اسکویر و تفاوت معنی داری آن قضاوت می‌کند استفاده شده است. بر اساس جدول ۴-۲۴ مشاهده می‌شود که مدل اولیه پس از یک مرحله اصلاح و در قالب مدل دوم به زیر بنای مناسب عاملی جهت استفاده در مدل ساختاری رسیده است؛ لذا انجام عملیات اصلاح که با آزاد نمودن مقدار کوواریانس های بین نشانگرها جهت دست‌یابی به بهترین ماتریس کوواریانس انجام شده است در مدل دوم متوقف شده است.
مدل ۴-۳-۲: مدل اندازه گیری اشباع شده متغیر انتقال
مقادیر ریشه دوم برآورد واریانس خطای تقریب RMSEA، نیز در گام دوم به مقدار قابل قبول رسیده است؛ لذا می‌توان پارامتر های برآورد شده در مدل دوم را به لحاظ آماری قابل اتکا دانست و از آن جهت تطابق پذیری نشانگرها با سازه‌های مورد مطالعه استفاده نمود.
نشانگر های در کنار یکدیگر سازه‌های مربوط به خود را با توجه به ساختار مورد نظر محقق به درستی تائید نمودند زیرا که مدل حاضر با بهره گرفتن از روش تحلیل عاملی تأییدی به درستی اجرا شده است و تداخل قابل توجهی مشاهده نمی‌شود. با توجه به اینکه مقدار ریشه دوم برآورد واریانس خطای تقریب RMSEA برای مدل اصلاح شده کمتر از ۰۸/۰ گزارش شده بنابراین بر اساس یافته‌های این مدل می‌توان در مورد مناسب بودن سوالات انتخابی محقق تصمیم گیری نمود. نتایج نشان می‌دهد پارامتر های برآورد شده در مدل به لحاظ آماری قابل اتکا بوده و از آن جهت تطابق پذیری نشانگرها با سازه‌های مورد مطالعه استفاده نمود.
جدول۴-۲۳ مقادیر بارهای عاملی برای مدل اصلاح شده متغیر انتقال

سوالات برازش‌کننده مدل

بارهای عاملی در مدل

۱

انتقال

سوال ۱۰

۰٫۴۵

سوال ۱۱

۰٫۶۱

سوال ۱۲

۰٫۶۱

سوال ۱۳

۰٫۷۴