^b37/3

^b ۴۶/۱

کودزیستی (بذرمال و سرک)

^b92/2

^b ۴۳/۱

Lsd

۹۱/۰

۵۶/۰

میانگین های دارای حروف مشترک اختلاف معنی دار در سطح احتمال پنج درصد با یکدیگر ندارند

۴-۲-۱-۱ شاخص سطح برگ بالای بلال
اثر متقابل تنش خشکی و کود زیستی بر شاخص سطح برگ بالای بلال در سطح پنج درصد معنی دار گردید (جدول۴-۹). نتایج برش دهی اثر تیمار ها نشان داد اثر کاربرد مختلف کودی در سطوح تنش خشکی معنی دار گردید (جدول ۴-۱۰). در سطوح مختلف تنش خشکی استفاده از ۱۰۰ درصد کودشیمیایی باعث افزایش شاخص سطح برگ بالای بلال شد (جدول ۴-۱۱). اما استفاده از کود شیمیایی و کود های زیستی به صورت تلفیقی نیز تا حدودی سبب افزایش این صفت شد. نتایج آزمایشات مختلف نشان داده است که در ذرت حداکثر تولید خالص فتوسنتز در مرحله ظهور بلال تا رسیدن دانه های شیری به دست می آید و در این مرحله برگ های جوانی که در یک سوم بالایی ساقه قرار گرفته اند اهمیت بیشتری دارند، این برگ ها نور را بهتر مورد استفاده قرار می دهند، غنی از کلروفیل هستند و دی اکسید کربن بیشتری را جذب می کنند، محتوای بسیار زیادی از نیتروژن و فسفر دارند و حذف این برگ ها باعث کاهش عملکرد تا ۴۰ درصد می گردد (نور محمدی و همکاران،۱۳۷۶). همچنین پاکریج (۱۹۶۹) نشان داد که در مرحله ۱۰ روز بعد از گرده افشانی تنها ۳ برگ بالایی گندم از نظر فتوسنتزی فعال بوده و در این میان میزان فتوسنتز برگ پرچم برابر مجموع فتوسنتز دو برگ پایینی بود. در چنین شرایطی احتمالاً کاهش سطح برگ گندم می‌تواند از طریق کاهش هدررفت آب و افزایش ذخیره آب در خاک برای مر احل حساس انتهایی رشد، عملکرد را بهبود بخشد (ریچاردز، ۱۹۸۳ ؛ ژو و همکاران، ۲۰۰۴)

( 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. )

۴-۲-۱-۲ شاخص سطح برگ زیر بلال
تاثیر سطوح مختلف تنش خشکی و کود زیستی بر شاخص سطح زیر بلال از لحاظ آماری معنی دار بود (جدول۴-۹). افزایش شدت تنش خشکی باعث کاهش شاخص سطح زیر بلال گردید (شکل ۴-۶). علاوه بر کاهش اندازه برگ، پیری زود رس و ریزش برگ های تحتانی عوامل اصلی کاهش شاخص سطح برگ زیر بلال تحت تاثیر تنش خشکی شدید بودند. به طور کلی در مقایسه با برگ های بخش فوقانی گیاه، برگ های تحتانی از درجه اهمیت کمتری برخوردار بوده و حذف این برگ ها در مرحله ظهور گل تاجی تا شیری شدن دانه ها عملکرد را چندان تغییر نخواهد داد (نور محمدی و همکاران، ۱۳۷۶).
شکل۴-۶ اثر سطوح مختلف تنش خشکی بر شاخص سطح برگ زیر بلال
طبق جدول مقایسه میانگین داده ها ، بیشترین شاخص سطح برگ زیر بلال به تیمار ۱۰۰ درصد کود شیمیایی تعلق داشت و بعد از این تیمار کابرد کود شیمیایی و زیستی به صورت سرک در تلفیق با هم، شاخص سطح برگ زیر بلال معادل ۵۲/۲ را به خود اختصاص دادند. این تیمار نسبت به تیمار اول حدود ۲۰ درصد اختلاف داشته است (جدول۴-۱۲).

جدول۴-۱۲ مقایسه میانگین شاخص سطح برگ زیر بلال ذرت

تیمار

شاخص سطح برگ زیر بلال

۱۰۰ درصد کود شیمیایی

^a ۱۲/۳

۵۰ درصد کود شیمیایی+کود زیستی (بذرمال)

^bc ۲۶/۲

Q1 – [(Q3 – Q1) X 1. 5]=13650

مقادیر با مفهوم بوده و دور افتاده نیست

دیرکرد جریمه

Q1=0, Q3=0, IQR=0
Q3 + [(Q3 – Q1) X 1. 5]=0
Q1 – [(Q3 – Q1) X 1. 5]=0

مقادیر با مفهوم بوده و دور افتاده نیست

تخفیف عدم خسارت

Q1=610080, Q3=1495200, IQR=885120
Q3 + [(Q3 – Q1) X 1. 5]=2822880
Q1 – [(Q3 – Q1) X 1. 5]=717600

مقادیر با مفهوم بوده و دور افتاده نیست

۳-۲-۸-انبوهش داده
با ادغام کردن داده های صدور و خسارت به خلق ویژگیهای^[۲۸] جدیدی دست زده ایم. چون داده ها در دو فایل جدا گانه بوده و حجم داده زیاد بوده است برای ادغام از پرس و جوی نرم افزار Microsoft Access استفاده شد. برای تشخیص بیمه نامه های خسارت دیده از فیلد شماره بیمه نامه که در هردوفایل مشترک بود استفاده کردیم.

( 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. )

۳-۲-۹- ایجاد ویژگی دسته
در این مرحله پس از ادغام ویژگی های مختلف اقدام به ایجاد یک فیلد برای تمام رکوردهایی که منجر به خسارت شده اند می نماییم. این فیلد در الگوریتمهای دسته بندی مورد استفاده قرار خواهد گرفت. برای انجام این کار از یک پر و جوی Microsoft Access استفاده میکنیم.
۳-۲-۱۰-تبدیل داده
جهت استفاده کاربردی تر از برخی ویژگی ها باید مقادیر آن ویژگی تغییر کند. یک نمونه از این کار تغییر مقدار ویژگی ” دیرکرد جریمه ” است. مقدار این فیلد مبلغ جریمه دیرکرد بیمه گذار بوده است که با تقسیم این مبلغ به عدد ۱۳۰۰۰ تعداد روزهای تاخیر در تمدید بیمه نامه افراد مشخص می شود، زیرا به ازای هر روز تاخیر مبلغی حدود ۱۳۰۰۰ریال در سال ۱۳۹۰ به عنوان جریمه دیرکرد از فرد متقاضی بیمه نامه دریافت می گردید.
۳-۲-۱۱-انتقال داده به محیط داده کاوی
پس از انجام پاکسازی، داده باید به محیط داده کاوی منتقل شود. در خلال این انتقال نیاز به تعریف و یا تغییر نوع داده وجود دارد. در طول این تغییر داده ممکن است مقادیری از داده ها بدلیل ناسازگاری و یا دلایل مشابه به عنوان داده از دست رفته مشخص گردد و یا داده از دست رفته ای که قبلاً قابل تشخیص نبوده مشخص گردد. (شکل ۳-۱)
شکل شماره۳-۱: داده از دست رفته فیلد” نوع بیمه ” پس از انتقال به محیط داده کاوی
۳-۲-۱۲-انواع داده تعیین شده
پس از انتقال داده به محیط داده کاوی، هر ویژگی به نوع خاصی از داده توسط نرم افزار تشخیص داده شد. پس از آن نوع داده تشخیصی مورد بررسی قرار گرفت و اشتباهات پیش آمده تصحیح گردیدند. همچنین گروهی از ویژگی ها که به هیچ نوع داده ای اختصاص داده نشده بود بصورت دستی به بهترین نوع ممکن اختصاص داده شد. چون برخورد الگوریتم ها با انواع داده ها متفاوت است با توجه به موضوع پژوهش بهترین نوع داده که بتواند نسبت به الگوریتم موثرترواقع شود برای هر ویژگی درنظر گرفته شد.
جدول نوع داده های مورد استفاده در این پژوهش به شرح جدول ۳-۷ است:
جدول ۳-۷: انواع داده استفاده شده

نام فیلد

نوع فیلد

ماه-سال-کدنمایندگی‌صادرکننده‌اصلی- تعداد زیاندیدگان مصدوم- نوع‌پلاک- ظ‌رفیت- تعدادسیلندر- سال ساخت- مدت بیمه- نمایندگی‌محل‌صدور- تعداد زیاندیدگان متوفی-حق‌بیمه‌ثالث‌قانونی-تعهدمازاد-تعهدبدنی-تعهدمالی

Integer

– نوع‌بیمه- شرح‌مورداستفاده- بیمه گر زیاندیده اول نوع‌مستند۱- سیستم نوع‌وسیله‌نقلیه- نام‌سازمان-دولتی

polynominal

دیرکردجریمه-کداضافه‌نرخ‌حق‌بیمه-حق‌بیمه‌دریافتی-عوارض‌ماده۹۲-مالیات-حق‌بیمه‌سرنشین-حق‌بیمه‌مازاد- تخفیف گروهی-تخفیف عدم خسارت- مبلغ خسارت

real

بیمه‌نامه‌سال‌قبل- کارمندی- صادره‌توسط شعبه- خسارتی؟

۴-۲-۱۱٫مزاحمت های اجتماعی ۱۶۳
۴-۲-۱۲٫ کاهش باورهای دینی و سنتی ۱۶۵
۴-۲-۱۳٫مصرف گرایی ۱۶۷
۴-۲-۱۴٫ چندگانگی نقش ۱۶۹
۴-۲-۱۵٫ تعارضات نقشی ۱۷۱
۴-۲-۱۶٫ فشارهای روحی و روانی ۱۷۳
۴-۲-۱۷٫ احساس بدنامی ۱۷۵
۴-۲-۱۸٫ تن آرایی ۱۷۷
۴-۲-۱۹٫نگرش زنان به حضور در اجتماع ۱۷۹
۴-۲-۲۰٫ عملکرد خانواده ۱۸۱
۴-۳- تحلیل استنباطی ۱۸۳
۴-۳-۱٫ آزمون متغیرهای زمینه ای ۱۸۳
۴-۳-۱-۱٫ وضعیت تاهل و عملکرد خانواده ۱۸۳
۴-۳-۱-۲٫ وضعیت اشتغال و عملکرد خانوده ۱۸۳
۴-۳-۱-۳٫ پایگاه اقتصادی اجتماعی و عملکرد خانواده ۱۸۴
۴-۳-۲٫ آزمون فرضیه ها ۱۸۵
۴-۳-۲-۱٫ زمان ایفای نقش با عملکرد خانواده ۱۸۵
۴-۳-۲-۲: مدت زمان ایفای نقش و عملکرد خانواده ۱۸۶
۴-۳-۲-۳٫ تعدد نقش و عملکرد خانواده ۱۸۷
۴-۳-۲-۴٫ مزاحمت های اجتماعی و عملکرد خانواده ۱۸۸
۴-۳-۲-۵٫ کاهش باورهای سنتی و مذهبی و عملکرد خانواده ۱۸۹
۴-۳-۲-۶: مصرف گرایی و عملکرد خانواده ۱۹۰
۴-۳-۲-۷ چندگانگی نقش و عملکرد خانواده ۱۹۱
۴-۳-۲-۸٫ تعارضات نقشی و عملکرد خانواده ۱۹۲
۴-۳-۲-۹٫: فشارهای روحی و روانی و عملکرد خانواده ۱۹۳
۴-۳-۲-۱۰٫ احساس بدنامی و عملکرد خانواده ۱۹۴
۴-۳-۲-۱۱٫ تن آرایی و عملکرد خانواده ۱۹۵
۴-۳-۲-۱۲٫ نوع نگرش به حضور زنان در اجتماع و عملکرد خانواده ۱۹۶
۴-۴٫ ماتریس همبستگی ۱۹۷
۱۹۹
۵-۱٫ مقدمه ۲۰۰
۵-۲٫ خلاصه یافته ها ۲۰۲
۵-۳٫ بحث و نتیجه گیری ۲۰۵
۵-۴٫ پیشنهادات تحقیق ۲۱۲
۵-۴-۱٫ پیشنهادات آموزشی ۲۱۲
۵-۴-۲٫ پیشنهادات اجرایی ۲۱۴
۵-۴-۳٫ پیشنهادات پژوهشی ۲۱۵
۵-۵٫ محدودیت‌ها و مشکلات پژوهش ۲۱۶
ضمائم ۲۱۷
منابع و مآخذ ۲۲۲
فهرست جداول
جدول۲-۱: متغیرهای مورد استفاده و نظریات مرتبط با آن ۱۱۰
جدول۳-۱٫ مناطق شهرداری یزد به تفکیک میادین و خیابان ها ۱۱۶
جدول۳-۲٫ متغیرهای اصلی تحقیق و سطوح سنجش آن ها ۱۲۰
جدول ۳-۳٫ عملکرد خانواده به ‌همراه مقادیر حداقل، حداکثر و ضرایب وزنی ۱۴۶
جدول ۳-۴٫ میزان آلفای کرونباخ برای متغیرهای تحقیق ۱۴۷

(( 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. ))

جدول۴-۱: توزیع فراوانی پاسخگویان بر حسب سن ۱۵۱

0.799^**

X21

0.840^**

4-3-2-2 مدل باحضور متغیر تعدیل‌گر نوگرایی
نمودار 4- 16 : مدل باحضور متغیر تعدیل‌گر نوگرایی در حالت تخمین و معناداری ضرایب
نمودار 4-16، مدل پژوهشگر با حضور متغیر تعدیل گر نوگرایی را در حالت تخمین ضرایب و معناداری نشان می دهد. این نمودار ضرایب مسیر (β) و سطح معناداری(P) را نشان می دهد. همان طور که در این مدل نیز مشاهده می کنیم متغیرهای فعالیت (Faliyat) هیجان پذیری(Hayajan) و مسئولیت (Masolyat)در سطح اطمینان 99% بر متغیر ترجیح خرید برند(Tarjih) تاثیر مستقیم و معنادار داشته اند.(P<0.01). در این مدل، متغیر نوگرایی (Nogeraee) به عنوان متغیر تعدیل گر اول وارد معادله شده است تا بتواند بر رابطه هر پنج متغیر مستقل بر ترجیح خرید برند تاثیر بگذارد و ضریب تعیین را تعدیل کند. مقدار ضریب تعیین(R2) بدون حضور متغیر تعدیل گر برابر 341/0 شده بود و با حضور متغیر تعدیل‌گر این ضریب به مقدار 37/0 افزایش یافته است. یعنی متغیر نوگرایی توانسته است رابطه این 5 متغیر مستقل بر وابسته را تقریبا 3% افزایش دهدو باعث کم شدن خطای پیش بینی شود که این مقدار در سطح خطای 5 درصد معنادار نبوده است، به عبارت دیگر متغیر نوگرایی نتوانسته است بر هیچ کدام از رابطه متغیرهای مستقل و وابسته تاثیر بگذارد و سطح معناداری برای هر 5 رابطه بیشتر از 5 درصد شده است. بنابراین این متغیر نتوانسته است نقش یک متغیر تعدیل گر را ایفا کند و بر هیچ کدام از رابطه ها تاثیر گذار نبوده است.

( اینجا فقط تکه ای از متن فایل پایان نامه درج شده است. برای خرید متن کامل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. )

4-3-2-3 مدل باحضور متغیر تعدیل‌گر نوگرایی احساسی
نمودار 4- 17 : مدل باحضور متغیر تعدیل‌گر نوگرایی احساسی در حالت تخمین و معناداری ضرایب
نمودار 4-17، مدل پژوهشگر با حضور متغیر تعدیل گر احساسی را در حالت تخمین ضرایب و معناداری نشان می دهد. برای تخمین این مدل از نرم افزار VarpPLS استفاده شده است. در این نمودار ضرایب مسیر (β) و سطح معناداری(P) را نشان می دهد. همان طور که در این مدل نیز مشاهده می کنیم متغیرهای فعالیت (Faliyat) هیجان پذیری(Hayajan) و مسئولیت در سطح اطمینان 99% بر متغیر ترجیح خرید برند تاثیر مستقیم و معنادار داشته اند.(P<0.01). اما متغیرهای سادگی و پرخاشگری در سطح اطمینان 95% بر ترجیح خرید برند تاثیر معناداری نداشته اند.(P>0.05). در این مدل، متغیر احساسی (Ehsasi) به عنوان متغیر تعدیلگراول وارد معادله شده است تا بتواند بر رابطه هر پنج متغیر مستقل بر ترجیح خرید برند تاثیر بگذار و ضریب تعیین را تعدیل کند. در واقع هدف متغیر تعدیلگر این است که اثر متغیر مستقل بر وابسته را افزایش دهد. مقدار ضریب تعیین(R²) بدون حضور متغیر تعدیل گر برابر 341/0 شده بود و با حضور متغیر تعدیل‌گر این ضریب به مقدار 38/0 افزایش یافته است. یعنی متغیر احساسی توانسته است رابطه این 5 متغیر مستقل بر وابسته را تقریبا 4% افزایش دهد و باعث کم شدن خطای پیش بینی شود که این مقدار در سطح خطای 5 درصد معنادار نبوده است، به عبارت دیگر متغیر احساسی نتوانسته است بر هیچ کدام از رابطه متغیرهای مستقل و وابسته تاثیر بگذارد و سطح معناداری برای هر 5 رابطه بیشتر از 5 درصد شده است. بنابراین این متغیر نتوانسته است نقش یک متغیر تعدیل گر را ایفا کند و بر هیچ کدام از رابطه ها تاثیر گذار نبوده است.
4-3-2-4 مدل باحضور متغیر تعدیل‌گر نوگرایی اجتماعی
نمودار 4- 18 : مدل باحضور متغیر تعدیل‌گر نوگرایی اجتماعی در حالت تخمین و معناداری ضرایب
نمودار 4-18، مدل پژوهشگر با حضور متغیر تعدیل گر اجتماعی را در حالت تخمین ضرایب و معناداری نشان می دهد. این نمودار ضرایب مسیر (β) و سطح معناداری(P) را نشان می دهد. همان طور که در این مدل نیز مشاهده می کنیم متغیرهای فعالیت (Faliyat) هیجان پذیری(Hayajan) و مسئولیت (Masolyat)در سطح اطمینان 99% بر متغیر ترجیح خرید برند(Tarjih) تاثیر مستقیم و معنادار داشته اند.(P<0.01). اما متغیرهای سادگی و پرخاشگری در سطح اطمینان 95% بر ترجیح خرید برند تاثیر معناداری نداشته اند.(P>0.05). در این مدل، متغیر اجتماعی (Ejtmaee) به عنوان متغیر تعدیلگراول وارد معادله شده است تا بتواند بر رابطه هر پنج متغیر مستقل بر ترجیح خرید برند تاثیر بگذار و ضریب تعیین را تعدیل کند. در واقع هدف متغیر تعدیلگر این است که اثر متغیر مستقل بر وابسته را افزایش دهد. مقدار ضریب تعیین(R2) بدون حضور متغیر تعدیل گر برابر 341/0 شده بود و با حضور متغیر تعدیل‌گر این ضریب به مقدار 36/0 افزایش یافته است. یعنی متغیر اجتماعی توانسته است رابطه این 5 متغیر مستقل بر وابسته را تقریبا 2% افزایش دهد و باعث کم شدن خطای پیش بینی شود که این مقدار در سطح خطای 5 درصد معنادار نبوده است، به عبارت دیگر متغیر اجتماعی نتوانسته است بر هیچ کدام از رابطه متغیرهای مستقل و وابسته تاثیر بگذارد و سطح معناداری برای هر 5 رابطه بیشتر از 5 درصد شده است. بنابراین این متغیر نتوانسته است نقش یک متغیر تعدیل گر را ایفا کند و بر هیچ کدام از رابطه ها تاثیر گذار نبوده است.
4-3-2-5 مدل باحضور متغیر تعدیل‌گر نوگرایی کارکردی
نمودار 4- 19 : مدل باحضور متغیر تعدیل‌گر نوگرایی کارکردی در حالت تخمین و معناداری ضرایب
نمودار 4-19، مدل پژوهشگر با حضور متغیر تعدیلگر کارکردی را در حالت تخمین ضرایب و معناداری نشان می دهد. این نمودار ضرایب مسیر (β) و سطح معناداری(P) را نشان می دهد. همان طور که در این مدل نیز مشاهده می کنیم متغیرهای فعالیت (Faliyat) هیجان پذیری(Hayajan) و مسئولیت (Masolyat)در سطح اطمینان 99% بر متغیر ترجیح خرید برند(Tarjih) تاثیر مستقیم و معنادار داشته اند.(P<0.01). اما متغیرهای سادگی و پرخاشگری در سطح اطمینان 95% بر ترجیح خرید برند تاثیر معناداری نداشته اند.(P>0.05). در این مدل، متغیر کارکردی (Karkardi) به عنوان متغیر تعدیلگراول وارد معادله شده است تا بتواند بر رابطه هر پنج متغیر مستقل بر ترجیح خرید برند تاثیر بگذار و ضریب تعیین را تعدیل کند. در واقع هدف متغیر تعدیلگر این است که اثر متغیر مستقل بر وابسته را افزایش دهد. مقدار ضریب تعیین(R2) بدون حضور متغیر تعدیل گر برابر 341/0 شده بود و با حضور متغیر تعدیل‌گر این ضریب به مقدار 40/0 افزایش یافته است. یعنی متغیر کارکردی توانسته است رابطه این 5 متغیر مستقل بر وابسته را تقریبا 6% افزایش دهد و باعث کم شدن خطای پیش بینی شود که این مقدار در سطح خطای 5 درصد معنادار نبوده است، به عبارت دیگر متغیر کارکردی نتوانسته است بر هیچ کدام از رابطه متغیرهای مستقل و وابسته تاثیر بگذارد و سطح معناداری برای هر 5 رابطه بیشتر از 5 درصد شده است. بنابراین این متغیر نتوانسته است نقش یک متغیر تعدیل گر را ایفا کند و بر هیچ کدام از رابطه ها تاثیر گذار نبوده است.اگر بخواهیم سطح خطا را افزایش دهیم می توان گفت متغیر کارکردی توانسته است بر رابطه سادگی و ترجیح خرید برند در سطح 90% تاثیر گذار باشد و با توجه به ضریب منفی می توان گفت نوع این رابطه عکس می باشد و متغیر کارکردی بر رابطه‌ی سادگی و ترجیح برند اصلی تاثیر منفی دارد.
4-4 پاسخ به فرضیات پژوهش بر اساس روش کمترین توان دوم جزیی(PLS)
نوع دیگر از روابط بین متغيرهاي مكنون در مدل معادلات ساختاري از نوع اثر مستقيم^[242] می‌باشد. اثر مستقيم كه در واقع يكي از اجزاء سازنده مدل‌های معادلات ساختاري است و رابطه جهت داري^[243] را ميان دو متغير نشان می‌دهد. اين نوع روابط عمدتاً به وسيله آناليز واريانس یک طرفه^[244] مورد ارزيابي قرار می‌گیرد. اين نوع اثر در واقع بيانگر تأثیر خطي عليّ فرض شده يك متغير بر متغير ديگر است. در درون يك مدل هر اثر مستقيم، رابطه‌اي را ميان يك متغير وابسته و متغير مستقل، مشخص و بيان می‌کند. اگرچه يك متغير وابسته در يك اثر مستقيم ديگر می‌تواند متغير مستقل باشد و برعكس. علاوه بر اين در يك مدل رگرسيون چندگانه، يك متغير وابسته می‌تواند با چندين متغير وابسته مرتبط شود و همچنين در تحليل واريانس چندگانه / چند متغيره^[245] يك متغير مستقل می‌تواند با چندين متغير وابسته مرتبط شود.
1- بعد مسئولیت شخصیت برند بر ترجیح خرید مصرف کننده تأثیرگذار است.
بر طبق نتایج به‌دست آمده از ضریب مسیر و آماره t و مقدار سطح معناداری که در نمودارهای 4-10 تا 4-15 نشان داده شده است، متغیر مسئولیت شخصیت برند، در سطح اطمینان 99 درصد بر متغیر ترجیح خرید برای هر سه برند تأثیر معناداری دارد(آماره t خارج از بازه منفی 58/2 تا مثبت 58/2 قرار گرفته است). باتوجه به ضریب مثبت این مسیرها می توان گفت نوع این رابطه مستقیم می باشد و بنابراین با افزایش مسئولیت شخصیت برند می توان انتظار داشت که ترجیح خرید نیز افزایش یابد و با کاهش مسئولیت شخصیت برند، ترجیح خرید نیز کاهش می یابد و در نتیجه فرضیه اول تحقیق تأیید می گردد.
1-1- نوگرایی مصرف کننده رابطه میان بعد مسئولیت شخصیت برند و ترجیح خرید را تعدیل می کند.
بر طبق نتایج به‌دست آمده از ضریب مسیر و مقدار سطح معناداری که در نمودار 4-16 نشان داده شده است، متغیر میزان نوگرایی مصرف کنندگان، در سطح اطمینان 95 درصد نتوانسته است بر رابطه‌ی دو متغیر مسئولیت شخصیت برند و ترجیح خرید تاثیر معناداری داشته باشد(مقدار سطح معناداری بیشتر از 5% شده است). بنابراین این فرضیه فرعی اول مربوط به فرضیه اول رد می ‌گردد.
1-2- نوگرایی احساسی رابطه میان بعد مسئولیت شخصیت برند و ترجیح خرید را تعدیل می کند.
بر طبق نتایج به‌دست آمده از ضریب مسیر و مقدار سطح معناداری که در نمودار 4-17 نشان داده شده است، متغیر میزان نوگرایی احساسی مصرف کنندگان، در سطح اطمینان 95 درصد نتوانسته است بر رابطه‌ی دو متغیر مسئولیت شخصیت برند و ترجیح خرید تاثیر معناداری داشته باشد(مقدار سطح معناداری بیشتر از 5% شده است). بنابراین این فرضیه فرعی دوم مربوط به فرضیه اول رد می ‌گردد.
1-3- نوگرایی اجتماعی رابطه میان بعد مسئولیت شخصیت برند و ترجیح خرید را تعدیل می کند.
بر طبق نتایج به‌دست آمده از ضریب مسیر و مقدار سطح معناداری که در نمودار 4-18 نشان داده شده است، متغیر میزان نوگرایی اجتماعی مصرف کنندگان، در سطح اطمینان 95 درصد نتوانسته است بر رابطه‌ی دو متغیر مسئولیت شخصیت برند و ترجیح خرید تاثیر معناداری داشته باشد(مقدار سطح معناداری بیشتر از 5% شده است). بنابراین این فرضیه فرعی سوم مربوط به فرضیه اول رد می ‌گردد.
1-4- نوگرایی کارکردی رابطه میان بعد مسئولیت شخصیت برند و ترجیح خرید را تعدیل می کند.
بر طبق نتایج به‌دست آمده از ضریب مسیر و مقدار سطح معناداری که در نمودار 4-19 نشان داده شده است، متغیر میزان نوگرایی کارکردی مصرف کنندگان، در سطح اطمینان 95 درصد نتوانسته است بر رابطه‌ی دو متغیر مسئولیت شخصیت برند و ترجیح خرید تاثیر معناداری داشته باشد(مقدار سطح معناداری بیشتر از 5% شده است). بنابراین این فرضیه فرعی چهارم مربوط به فرضیه اول رد می ‌گردد.
2- بعد فعالیت شخصیت برند بر ترجیح خرید مصرف کننده تأثیرگذار است.
بر طبق نتایج به‌دست آمده از ضریب مسیر و آماره t و مقدار سطح معناداری که در نمودارهای 4-10 تا 4-15 نشان داده شده است، متغیر فعالیت شخصیت برند، در سطح اطمینان 99 درصد بر متغیر ترجیح خرید برای هر سه برند تأثیر معناداری دارد(آماره t خارج از بازه منفی 58/2 تا مثبت 58/2 قرار گرفته است). باتوجه به ضریب مثبت این مسیرها می توان گفت نوع این رابطه مستقیم می باشد و بنابراین با افزایش فعالیت شخصیت برند می توان انتظار داشت که ترجیح خرید نیز افزایش یابد و با کاهش فعالیت شخصیت برند، ترجیح خرید نیز کاهش می یابد و در نتیجه فرضیه دوم تحقیق تأیید می گردد.
2-1- نوگرایی مصرف کننده رابطه میان بعد فعالیت شخصیت برند و ترجیح خرید را تعدیل می کند.
بر طبق نتایج به‌دست آمده از ضریب مسیر و مقدار سطح معناداری که در نمودار 4-16 نشان داده شده است، متغیر میزان نوگرایی مصرف کنندگان، در سطح اطمینان 95 درصد نتوانسته است بر رابطه‌ی دو متغیر فعالیت شخصیت برند و ترجیح خرید تأثیر معناداری داشته باشد(مقدار سطح معناداری بیشتر از 5% شده است). بنابراین این فرضیه فرعی اول مربوط به فرضیه دوم رد می ‌گردد.
2-2- نوگرایی احساسی رابطه میان بعد فعالیت شخصیت برند و ترجیح خرید را تعدیل می کند.
بر طبق نتایج به‌دست آمده از ضریب مسیر و مقدار سطح معناداری که در نمودار 4-17 نشان داده شده است، متغیر میزان نوگرایی احساسی مصرف کنندگان، در سطح اطمینان 95 درصد نتوانسته است بر رابطه‌ی دو متغیر فعالیت شخصیت برند و ترجیح خرید تأثیر معناداری داشته باشد(مقدار سطح معناداری بیشتر از 5% شده است). بنابراین این فرضیه فرعی دوم مربوط به فرضیه دوم رد می ‌گردد.
2-3- نوگرایی اجتماعی رابطه میان بعد فعالیت شخصیت برند و ترجیح خرید را تعدیل می کند.
بر طبق نتایج به‌دست آمده از ضریب مسیر و مقدار سطح معناداری که در نمودار 4-18 نشان داده شده است، متغیر میزان نوگرایی اجتماعی مصرف کنندگان، در سطح اطمینان 95 درصد نتوانسته است بر رابطه‌ی دو متغیر فعالیت شخصیت برند و ترجیح خرید تأثیر معناداری داشته باشد(مقدار سطح معناداری بیشتر از 5% شده است). بنابراین این فرضیه فرعی سوم مربوط به فرضیه دوم رد می ‌گردد.
2-4- نوگرایی کارکردی رابطه میان بعد فعالیت شخصیت برند و ترجیح خرید را تعدیل می کند.
بر طبق نتایج به‌دست آمده از ضریب مسیر و مقدار سطح معناداری که در نمودار 4-19 نشان داده شده است، متغیر میزان نوگرایی کارکردی مصرف کنندگان، در سطح اطمینان 95 درصد نتوانسته است بر رابطه‌ی دو متغیر فعالیت شخصیت برند و ترجیح خرید تأثیر معناداری داشته باشد(مقدار سطح معناداری بیشتر از 5% شده است). بنابراین این فرضیه فرعی چهارم مربوط به فرضیه دوم رد می ‌گردد.
3- بعد پرخاشگری شخصیت برند بر ترجیح خرید مصرف کننده تأثیرگذار است.
بر طبق نتایج به‌دست آمده از ضریب مسیر و آماره t و مقدار سطح معناداری که در نمودارهای 4-10 تا 4-15 نشان داده شده است، متغیر پرخاشگری شخصیت برند، در سطح اطمینان 95 درصد بر متغیر ترجیح خرید برای هر سه برند تأثیر معناداری ندارد(آماره t خارج از بازه منفی 96/1 تا مثبت 96/1 قرار نگرفته است). بنابراین فرضیه اصلی سوم رد می گردد.
3-1- نوگرایی مصرف کننده رابطه میان بعد پرخاشگری شخصیت برند و ترجیح خرید را تعدیل می کند.
بر طبق نتایج به‌دست آمده از ضریب مسیر و مقدار سطح معناداری که در نمودار 4-16 نشان داده شده است، متغیر میزان نوگرایی مصرف کنندگان، در سطح اطمینان 95 درصد نتوانسته است بر رابطه‌ی دو متغیر پرخاشگری شخصیت برند و ترجیح خرید تأثیر معناداری داشته باشد(مقدار سطح معناداری بیشتر از 5% شده است). بنابراین این فرضیه فرعی اول مربوط به فرضیه سوم رد می ‌گردد.
3-2- نوگرایی احساسی رابطه میان بعد پرخاشگری شخصیت برند و ترجیح خرید را تعدیل می کند.
بر طبق نتایج به‌دست آمده از ضریب مسیر و مقدار سطح معناداری که در نمودار 4-17 نشان داده شده است، متغیر میزان نوگرایی احساسی مصرف کنندگان، در سطح اطمینان 95 درصد نتوانسته است بر رابطه‌ی دو متغیر پرخاشگری شخصیت برند و ترجیح خرید تأثیر معناداری داشته باشد(مقدار سطح معناداری بیشتر از 5% شده است). بنابراین این فرضیه فرعی دوم مربوط به فرضیه سوم رد می ‌گردد.

نمودار ۴-۱۰. نمودار مقایسه ای ترکیب عمده سیس کریزانتنیل استات filipendula Achillea
همانطور که مشخص است وجود ترکیب سیس کریزانتنیل استات در همه نمونه‌ها با درصد بالایی حائز اهمیت است؛ دامنه تغییرات سیس-کریزانتنیل استات از ۰درصد تا ۳/۱۴ درصد بود. که جمعیت های استان اردبیل-مشگین شهر۲ و استان کردستان-مریوان و استان یزد فاقد این ترکیب بودند و بیشترین مقدار سیس-کریزانتنیل استات(۳/۱۴درصد) در جمعیت استان آذربایجان غربی شهرستان سردشت مشاهده گردید.
در نمودارها نشان داده شد که ۴ ترکیب به عنوان ترکیبات عمده شناسایی شدند. ۱ و ۸-سینئول، سنتولینا الکل، بورنئول و سیس کریزانتنیل استات در اسانس این نمونه‌ها، ترکیبات عمده بودند.
۴-۷. بررسی خواص برخی از ترکیبات شیمیایی موجود در اسانس بومادران زاگرسی
۴-۷-۱. آلفا- پیننα-pinene

نام شیمیایی:۲,۶,۶- trimethyl bicyclo- [3.1.1]hep-2-ene
وزن مولکولی:۱۳۶.۲۳
فرمول بسته:C₁₀H₁₆
نقطه جوش:۱۵۶ ^۰C
دانسیته:۰.۸۵۸۲
گروه: مونو ترپن دوحلقه ای
آلفا-پینن به صورت گسترده ای در طبیعت پراکنده است و در بسیاری از روغن های اسانسی وجود دارد.آلفا-پینن را می توان از روغن تربانتین که حاوی ۶۵/۵۸% آلفاپینن است تهیه نمود.آلفا-پینن دارای دو فرم راست گرد و چپ گرد است و از دسته مونوترپن های دوحلقه ای می باشد و اگر در معرض هوا قرار گیرد اتوکسیده می شود. در آب تقریبا نامحلول است. ولی در الکل، کلروفرم و اتر و اسیداستیک گلایسیال محلول است.
موارد مصرف: تهیه کامفر، حلالها،حشره کش ها، پایه عطر، pineoil مصنوعی و پلاستیزرها بکار می رود. همچنین دارای اثر منقبض کننده کیسه صفرا است. در ضمن آلفا-پینن دارای اثر تحریکی روی پوست و مخاط معده و روده و همچنین ریه است. یکی از محصولات تهیه شده ار آلفا-پینن، کپسولهای Rowachol می باشد که به صورت E.C است. محصول دیگر Olive oil نام دارد. محصول دارویی دیگر که از آلفا-پینن تهیه می شود rowatinex می باشد. استنشاق آلفا-پینن باعث گیجی، تپش قلب، ناراحتی عصبی، احساس درد در سینه و برونشیت و التهاب کلیه ها می گردد. آلفا-پینن دارای اثر ضد باکتری علیه فرم موتانت استرپتوکوکوس می باشد.و نیز در جلوگیری از رشد و کشتن کاندیدا آلبیکنز نقش مهمی دارد. به طوری که سبب پاره شدن دیواره سلولی و غشاء سیتوپلاسمی قارچ می شود. همچنین از بستر RNA-DNA و پلی ساکارید دیواره سلولی ارگسترول غشاء سیتوپلاسمی جلوگیری می کند. که این اثرات وابسته به مکانیسم ضدقارچی آلفا-پینن است (۷۹).
۴-۷-۲. بتا-پیننβ-pinene

نام شیمیایی: bicyclo [3.1.1]heptane,6,6-dimethyl-2-methylene
وزن مولکولی:۱۳۶.۲۴
فرمول بسته:C₁₀H₁₆
نقطه جوش:۱۶۳-۱۶۴ ^۰C
دانسیته:۰.۸۶۵۴
گروه: مونو ترپن دوحلقه ای
بتا-پینن دارای ۱۶/۸۸% کربن و ۸۴/۱۱% هیدروژن است که به صورت مایعی بی رنگ موجود است. از مواد مهم واسطه ای در صنایع عطرسازی و همچنین به عنوان طعم دهنده بکار میرود. دارای خاصیت خلط آوری می باشد. محرک دستگاه تنفسی، چشم و پوست است و در غلظت بالا مخرب غشاء مخاطی می باشد. به راحتی از راه ایزومریزاسیون تبدیل به آلفا-پینن می شود.خلوص تجاری بتا-پینن ۸۰-۹۵% است. توانایی پلیمریزه شدن دارد.به علت فزونی قیمت کاربرد صنعتی زیادی ندارد.واکنشهایی که انجام می دهد نوآرایی اسیدی به کامفن، ایزومریزاسیون به پارا منتا دی ان، هیدروژناسیون به پینن و هیدروژناسیون به پاراسایمن است و بزرگترین منبع تجاری برای تولید میرسن است.بتا-پینن از مونوترپن های دو حلقه ای و دارای فرم راستگرد و چپگرد است و دارای پیکر نیمه صندلی است.در بیشتر اسانسها به همراه آلفا-پینن اما به مقادیر کمتر وجود دارد و اکثرا به فرم L می باشد (۷۷).

( اینجا فقط تکه ای از متن فایل پایان نامه درج شده است. برای خرید متن کامل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. )

۴-۷-۳. میرسنMyrcene

نام شیمیایی: ۷-Methyl-3-methylene-1,6-octadiene
وزن مولکولی:۱۳۶.۲۳۶
فرمول بسته:C₁₀H₁₆
نقطه جوش:۱۶۶-۱۶۸ ^۰C
دانسیته:۰.۷۹۴
گروه: مونو ترپن غیر حلقوی
میرسن در بسیاری از روغنها یافت می شود. بوی مطبوع و شیرین آن مشخص کننده جنس سیتروس است.از میرسن در اثر ایزومره شدن حرارتی بتا-پینن بدست می آید.از میرسن در ساخت بسیاری از مواد شیمیایی معطر مانند سیترال، ژرانیول، سیتروس، لینالول و غیره که در عطرسازی مصرف فراوان دارند استفاده می شود. میرسن دارای اثرات آرام بخشی و ضدتشنجی می باشدو برطرف کننده سرگیجه و تپش قلب است. میرسن در تهیه ماده حد واسط ویتامین E به کار میرود.میرسن در الکل، کلروفرم، استر و اسید استیک گلایسیال قابل حل می باشد.بتا-میرسن به عنوان ترکیبی است که از تجزیه حرارتی بتا-پینن بدست می آید. آلفا و بتا-میرسن همچنین در متابولیسم باربیتوراتها دخالت کرده و با دوزهای بالا سبب القا آنزیم های سیتوکرومی P₄₅₀ و Rat میشود. به طوری که با تجویز ۱gr/kg/day از راه خوراکی به مدت ۱۴ روز سبب کاهش قابل ملاحظه ای در زمان جواب القا شده توسط پنتو باربیتال در مقایسه با گروه کنترل است (۵۶).
۴-۷-۴. کامفنCamphene

نام شیمیایی: ۲,۲-dimethyl-3-methylene-bicyclo[2.2.1]heptane
وزن مولکولی:۱۳۶.۲۳
فرمول بسته:C₁₀H₁₆
نقطه جوش:۱۵۹-۱۶۰ ^۰C
دانسیته:۰.۸۴۲
گروه: مونو ترپن دوحلقه ای
کامفن یک مونوترپن دو حلق ای به فرم کتونی است که در اثر حرارت دیدن هیدروکلرید پینن با قلیا و نمکهای قلیایی بدست می آید (۶۱و۶۲و۶۳). کامفن بویی شبیه کامفور دارد و به آسانی تصعید می شود. نسبت به سایر ترپن ها مقاومت خوبی در مقابل نور و هوا از خود نشان می دهد.
کامفن تنها هیدروکربن کریستالی است که به مقدار زیاد در روغن های اسانسی یافت می شود. بواسطه همین شکل بلوری، این ترکیب را می توان به صورت خالص تهیه نمود. از کامفن به طور گسترده در تهیه مخلوط های ارزان قیمت جهت معطر ساختن تولیدات بهداشتی استفاده می شود. در اثر کلره شدن، استنشاق آن باعث مسمومیت می گردد. این ماده در تلید مواد مهم اقتصادی مثل کامفور مورد استفاده قرار می گیرد و خود فاقد خواص فیزیولوژیک مخصوص می باشد (۶۳).
۴-۷-۵. ۸،۱-سینئول ۱,۸ cineol