مقاله بررسی تبیین بازده سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق

 

  مقاله بررسی تبیین بازده سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار به کمک اقلام عملیاتی مندرج در صورت جریان وجوه نقد تحت فایل ورد (word) دارای 22 صفحه می باشد و دارای تنظیمات در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است

فایل ورد مقاله بررسی تبیین بازده سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار به کمک اقلام عملیاتی مندرج در صورت جریان وجوه نقد تحت فایل ورد (word)   کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در استاندارد دانشگاه  و مراکز دولتی می باشد.

این پروژه توسط مرکز مرکز پروژه های دانشجویی آماده و تنظیم شده است

توجه : در صورت  مشاهده  بهم ریختگی احتمالی در متون زیر ،دلیل ان کپی کردن این مطالب از داخل فایل ورد می باشد و در فایل اصلی مقاله بررسی تبیین بازده سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار به کمک اقلام عملیاتی مندرج در صورت جریان وجوه نقد تحت فایل ورد (word) ،به هیچ وجه بهم ریختگی وجود ندارد

---

بخشی از متن مقاله بررسی تبیین بازده سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار به کمک اقلام عملیاتی مندرج در صورت جریان وجوه نقد تحت فایل ورد (word) :

بررسی تبیین بازده سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار به کمک اقلام عملیاتی مندرج در صورت جریان وجوه نقد

چکیده
سرمایه گذاران به منظور انتخاب بهینه در سرمایه گذاری سهام ، نیازمند اطلاعاتی از قبیل ارزیابی نقدینگی ، توانایی پرداخت دیون واحد تجاری و نیز میزان سود آوری سهام شرکت های مورد نظر خود هستند . در این راستا ، استفاده از اطلاعات اقلام عملیاتی صورت جریان وجوه نقد و بازده سهام شاید بتواند راهنمای مناسبی برای سرمایه گذاران و مدیران شرکت ها جهت نیل به اهداف مورد نظر باشد. این تحقیق که از نوع تحقیق توصیفی – همبستگی بوده ، به بررسی ارتباط بین تغییرات اقلام عملیاتی تشکیل دهنده صورت جریانات نقدی و تغییرات بازده سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار می پردازد.
بدین منظور ، تعداد 77 شرکت در طی دوره زمانی 84 – 1380 به صورت نمونه ای تصادفی از بین شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار انتخاب گردید و پس از جمع آوری اطلاعات مربوط به متغیرهای مستقل و وابسته ، به کمک تجزیه و تحلیل رگرسیون و همبستگی ، فرضیات تحقیق مورد آزمون قرار گرفت و معنی دار بودن الگوها نیز با استفاده از آزمون آماری F ، آزمون T ، ضریب تعیین، ضریب همبستگی و آزمون دوربین – واتسن ، به تفکیک صنایع منتخب و کل صنابع مورد سنجش قرار گرفت .
نتایج حاصل از آزمون فرضیات نشان می دهد که که بین فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد و بازده سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار رابطه معنی داری وجود ندارد . همچنین بررسی این متغیرها به تفکیک صنایع منتخب نشان می دهد که در هیچ یک از صنایع انتخابی ( صنعت غذایی و آشامیدنی، صنعت مواد و محصولات شیمیایی ، صنعت کانی غیر فلزی ، صنعت خودرو و ساخت قطعات ) ارتباطی بین متغیر های فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد و بازده سهام این شرکت ها وجود ندارد.

مقدمه
از جمله روشهای سرمایه گذاری ، وارد شدن به بورس و خرید و فروش سهام شرکت ها است و مهمترین هدف هر سرمایه گذار کاهش ریسک و کسب بیشترین سود می باشد . برای این منظور ، سرمایه گذاران سهام شرکت های مختلف را با یکدیگر مقایسه می کنند و بهترین ها را در سبد سهام خود جای می دهند .یکی از ابزارهایی که موجب انتخاب بهینه سهام برای سرمایه گذاری می شود ، کسب بازدهی سهام بالا است چرا که سرمایه گذاران بالقوه به سود نقدی سهام و تغییرات قیمت سهام توجه ویژه ای دارند و هر دو این عوامل در تعیین بازده سهام تاثیرگذار هستند . در بازار های سرمایه برگ برنده در دست سرمایه گذاری است که پیش بینی مناسبی از بازدهی سهام شرکت ها داشته باشد . اطلاعات مربوط به جریان های نقدی شرکت ها می تواند معیار مناسبی برای ارزیابی میزان مبالغ سود نقدی سهام باشد چون بازگو کننده قدرت نقدینگی شرکت است و قدرت نقدینگی نیز بر میزان سود نقدی سهام در آینده تاثیرگذار خواهد بود . همچنین با توجه به اینکه یکی از عوامل اصلی تغییرات وجه نقد در طی یک دوره مالی، فعالیتهای عملیاتی شرکت ها است ، لذا ارتباط این متغیر به عنوان یکی از عوامل موثر در پرداخت نقدی سود سهام و تغییرات قیمت سهام مورد توجه قرار می گیرد . بنابراین این سوال پیش می آید که آیا بین وجه نقد حاصل از فعالیت های عملیاتی و بازده سهام ارتباطی وجود دارد یا خیر ؟ به عبارت دیگر وجوه نقد ناشی از فعالیت های عملیاتی تا چه میزان می تواند تغییرات بازده سهام را تبیین نماید .

ارتباط بین وجه نقد حاصل از عملیات با بازده سهام
جریان نقدی وجوه یکی از عوامل بسیار مهم در ارزیابی عملکرد شرکتها است. سرمایه گذاران برای ارزیابی سهام شرکت های مختلف ، علاقه مند به داشتن میزان سود نقدی دریافتی از شرکتها می باشند زیرا این عامل در میزان بازده سرمایه گذاری ( بازده سهام ) موثر است . بررسی رابطه بین وجوه نقد حاصل از عملیات با بازده سهام از آن نظر حائز اهمیت است که (1) سود نقدی توزیع شده بین سهامداران یکی از اجزای تشکیل دهنده بازده سهام است و (2) توزیع سود نقدی به قدرت نقدینگی واحد تجاری وابسته است و یکی از عوامل اصلی تغییرات وجه نقد در طی یک دوره مالی ، فعالیتهای عملیاتی است. در حقیقت می توان مدل مفهومی زیر را استنباط نمود :
افزایش بازده سهام ایجاد ارزش افزوده تداوم فعالیت بالابردن توان پرداخت بدهیها و انجام به موقع تعهدات وجه نقد حاصل از فعالیت عملیاتی
پروفسور هوی ولک (2000 ) در آخرین تحقیقاتش معتقد است که افشای اطلاعات جریان نقدی به صورت متمم صورتهای مالی به دلایل زیر مفید است :
الف: ارائه دهنده بازتاب جریان نقدی واقعی هستند .
ب: به تبیین بین سود حسابداری و گردش نقدینگی کمک می کند .
ج: درباره کیفیت و چگونگی سود ، ارائه دهنده اطلاعات است .
د: قابلیت مقایسه اطلاعات در گزارشهای مالی را بهبود می بخشد .
و : به ارزیابی قابلیت انعطاف پذیری و نقدینگی کمک می کند .
ی : به پیش بینی وجه نقد آتی کمک می کند .
به عقیده هندریکس در درازمدت معادله حسابداری موجب می شود سود تعهدی با سود نقدی یکسان شود اما در کوتاه مدت انحرافات بین تعهدات و جریانات نقدی ممکن است کاملاً عمد گردد . آنها ممکن است تفاوت فاحشی بین تداوم فعالیت و یا ورشکستگی ایجاد نمایند . به عبارت دیگر اگرچه حسابداری تعهدی با تطابق هزینه ها با درآمدها در تجزیه و تحلیل سودآوری بلندمدت با اهمیت می باشد با این وجود گزارشگری جریان نقد برای مؤسسه ضروری است .
شیماهو در سال 2004 میلادی بیان کرد که : ” با توجه به اینکه مدیران می توانند تعهدات جاری را به وسیله شناسایی افزایش درآمد ( فروش نسیه ) یا به تاخیر انداختن شناسایی هزینه دستکاری کنند جریانهای نقدی نسبت به سود معیار بهتری از عملکرد شرکت است ; “ . تئوری حسابداری به سود عنوان معیاری برای ارزیابی عملکرد نگاه می کند . در طی یک دوره معین اطلاعات جریانهای نقدی می تواند جزئیات بیشتری ارائه نماید و در نتیجه ارزیابی معنی داری از عملکرد ارائه دهد اما اگر به جریانهای نقدی به عنوان نشانگر عملکرد نگاه شود ، گمراه کننده خواهد بود . اگرچه برای محاسبه سود و خالص جریانهای نقدی از وقایع و اطلاعات مشابهی استفاده می شود اما آنها نمی توانند جایگزین یکدیگر شوند .

مروری بر تحقیقات پیشین
تحقیقات بسیاری در مورد عوامل موثر بر بازدهی سهام انجام گرفته است از جمله این عوامل جریانات نقدی عملیاتی است که به جای کل جریان نقدی استفاده می شود زیرا به نظر می رسد جریانات نقدی حاصل از سرمایه گذاری در طول زمان متغیر است . برخی از تحقیقات انجام شده در این زمینه به شرح زیر است :
ارتباط بین وجه نقد حاصل از عملیات و سود حسابداری با بازده سهام توسط بیور،گریفن و لنزمن : بیور ، گریفن و لنزمن در سال 1982 با استفاده از تعریف وجه نقد حاصل از عملیات تحقیقات پیشین بیور و دوک و به کمک تجزیه و تحلیل رگرسیون ، ارتباط وجه نقد حاصل از عملیات با بازده سهام و نیز ارتباط سود حسابداری با بازده سهام را بررسی کردند و نشان دادند که وجه نقد عملیاتی قدرت توضیحی مثل رگرسیون مبتنی بر سود حسابداری را افزایش می دهد .
همراهی وجه نقد حاصل از عملیات و سود حسابداری با بازده سهام توسط ریبورن : جودی ریبورن در سال 1986 در تحقیق بسیار مهم خود که در بسیاری از تحقیقات بعدی مورد استفاده قرار گرفته است ، بدین واقعیت اشاره می کند که دست اندرکاران جامعه حرفه ای حسابداری مفید بودن و قابل اطمینان بودن ارقام تعهدی در زمینه ارزشیابی شرکتها را زیر سؤال برده اند . بر همین اساس تحقیقات متعددی در زمینه همراهی وجه نقد حاصل از عملیات و سود حسابداری با بازده سهام انجام شده است . نتایج تحقیق ریبورن نشان می دهد که هم میان بازده غیر نرمال سهام و جریان نقدی عملیاتی هماهنگی دیده می شود و هم میان بازده غیرنرمال و جمع ارقام تعهدی این همراهی وجود دارد .به علاوه هر اجزای اقلام تعهدی با استفاده از فرایند انتخاب تصادفی در ایجاد سری زمانی هر یک از اجزا ، اهمیت شان مورد تایید قرار گرفت .
بررسی شاخصهای ارزیابی عملکرد شرکتها توسط لاوسون ولی : پرفسور لاوسون وپرفسور لی در سال 1989 در تحقیقی که در مورد ارزیابی عملکرد شرکتها بود به این نتیجه رسیدند که گزارشهای جریانهای نقدی برای ارزیابی عملکرد شرکتها ضروری است .
نقش سود حسابداری و جریانات نقدی حاصل از عملیات در توضیح بازده سهام توسط برودی : آقایان برد و دی در سال 1989 محتوای اطلاعاتی صورت جریان نقدی را مورد بررسی قرار دادند و بررسی نمودند که کدامیک از دو متغیر سود حسابداری و جریان نقدی حاصل از عملیات بهتر می تواند بازده سهام را توضیح دهد . آنها نتیجه گرفتند که تاثیر سود حسابداری بیشتر از جریانهای نقدی حاصل از عملیات است . آنها در این رابطه توضیح می دهند که استفاده کنندگان به سود حسابداری بر مبنای تاریخی عادت کرده اند و از آنجایی که این اطلاعات هنوز در دسترس است دلیل وجود ندارد که رفتارشان را تغییر دهند .
رابطه سود سرمایه در گردش و جریانات نقدی حاصل از عملیات با بازده سهام توسط عاشق علی : عاشق علی در سال 1994 به بررسی رابطه بین سود سرمایه در گردش و جریانات نقدی حاصل از عملیات با بازده سهام پرداخته است . وی برای این منظور فرض کرد که بین بازده ها و هر کدام از سه متغیر سود ، سرمایه در گردش و جریان نقدی حاصل از عملیات یک رابطه غیرخطی وجود دارد .تجزیه و تحلیل های انجام شده نشان می دهد که یک رابطه غیرخطی بین متغیرهای سود، سرمایه در گردش و جریان نقدی حاصل از عملیات وجود دارد و هر سه متغیر دارای محتوای اطلاعاتی اضافی هستند .
رابطه جریانهای نقدی و تعهدی با متغیر مستقل بازده سهام توسط هاو کی یو و وودی ویر : هاو – کی – یو و همکارانش در سال 2001 تحقیقی را برپایه نمونه ای متشکل از اطلاعات 1516 سال / شرکت ها در سالهای 1995 تا 1998 انجام داده اند که در این تحقیق به بررسی محتوای اطلاعاتی اضافی حسابداری تعهدی در بازار سرمایه چین پرداخته اند . به منظور آزمون فرضیه ها از مدل رگرسیون استفاده شد . نتایج مربوط به رگرسیون ساده زمانی که بازده سهام با سود بررسی می شود، قدرت توضیح دهندگی بیشتری نسبت به جریانات نقدی عملیاتی را نشان می دهد . سودها به تنهایی 8/5‌% از تغییرات بازده سالانه را توجیه می کنند در حالیکه جریانهای نقدی به تنهایی فقط 3% از تغییرات بازده سالانه را توجیه گرهستند . این یافته ها حاکی از آن است که سود به خاطر رعایت حسابداری تعهدی دارای محتوای اطلاعاتی بیشتری نسبت به جریانهای نقدی عملیاتی است .
امین ناظمی در سال 1383 ، تحقیقی را تحت عنوان ” بررسی نقش سود حسابداری و جریانهای نقدی در سنجش عملکرد شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران “ انجام داد . وی در فرضیه اصلی خود بیان می دارد که سود حسابداری توان بیشتری نسبت به جریانهای نقدی ( اعم از خالص جریانهای نقدی و جران نقدی حاصل از عملیات ) برای سنجش و ارزیابی عملکرد شرکت دارد . نتایج این تحقیق نشان داد که هرچه میزان قدر مطلق اقلام تعهدی بالاتر باشد ، توان جریانهای نقدی نسبت به سود کاهش می یابد . همچنین متغیر اندازه بر روی روابط بین سود و بازده و جریانهای نقدی و بازده تاثیر می گذارد و با افزایش اندازه شرکت ، توان سود نسبت به جریانهای نقدی کاهش می یابد .
فرهاد جابرزاده در سال 1384 به بررسی ارتباط شاخص های عملکرد حسابداری و بازده سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداخت . تحقیق مذکور به صورت مقطعی با روش توصیفی – همبستگی بوده و شامل اطلاعات نمونه ای شرکتها طی سال 1382 که شامل 231 نمونه بوده است ، می باشد . نتایج تحقیق نشان می دهد که شاخص ها از جهت ارتباط با بازده به صورت زیر طبقه بندی می شوند :
جریان وجه نقد عملیاتی < سود عملیاتی < سود خالص < سود جامع
حسین رفیعی آتشگاه در سال 1382 در تحقیقی را تحت عنوان ” بررسی ارتباط بین وجه نقد حاصل از فعالیتهای عملیاتی و سود عملیاتی با بازده سهام در شرکت های صنایع غذایی و دارویی بورس اوراق بهادار تهران” انجام داد . این تحقیق با استفاده از مدل رگرسیون خطی ساده به این نتیجه رسید که ارتباط سود عملیاتی با بازده سهام بیشتر از جریانهای نقدی عملیاتی است .
امید خوشرو در سال 1382 طی تحقیقی به بررسی ارتباط بین تغییرات اقلام صورت جریانات نقدی با تغییرات بازده سهام پرداخت . در آزمون فرضیه ها با روش ساده برای هر کدام از اقلام صورت گردش وجوه نقد و با روش چندگانه برای کل اقلام صورت گردش وجوه نقد هیچ کدام از آنها تایید نگردید .یعنی رابطه معناداری بین تغییرات اقلام صورت گردش وجوه نقد و تغییرات بازده سهام مشاهده نشد .
صدیق دوستیان در سال 1384 به بررسی مقایسه ارتباط تغییرات سود خالص و جریان نقدی عملیاتی با تغییرت بازده سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداخت . نمونه مورد رسیدگی شامل 81 شرکت فعال از صنایع مختلف در طی سالهای 1378 لغایت 1383 است . نتایج حاصل از تحقیق نشان داد که فقط سود خالص با بازده سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس همبستگی دارد به طوری که 6/1 % تغییرات بازده سهام را می توان با متغیر سود خالص توضیح داد اما بین جریان نقدی عملیاتی و بازده سهام ارتباط معنی داری وجود ندارد .

فرضیه های تحقیق
فرضیه اصلی : بین فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد و بازده سهام شرکت های پذیرفته شده دربورس اوراق بهادار رابطه معنی داری وجود دارد.
فرضیه فرعی 1 : بین فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد و بازده سهام شرکت های صنعت غذایی و آشامیدنی پذیرفته شده دربورس اوراق بهادار رابطه معنی داری وجود دارد.
فرضیه فرعی 2 : بین فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد و بازده سهام شرکت های صنعت مواد و محصولات شیمیایی پذیرفته شده دربورس اوراق بهادار رابطه معنی داری وجود دارد.
فرضیه فرعی 3 : بین فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد و بازده سهام شرکت های صنعت کانی غیر فلزی پذیرفته شده دربورس اوراق بهادار رابطه معنی داری وجود دارد.
فرضیه فرعی 4 : بین فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد و بازده سهام شرکت های صنعت خودرو و ساخت قطعات پذیرفته شده دربورس اوراق بهادار رابطه معنی داری وجود دارد.
تعریف عملیاتی متغیرها
جریان های نقدی ناشی از فعالیت عملیاتی : مبلغ جریانهای نقدی ناشی از فعالیتهای عملیاتی ، یکی از شاخصهای اصلی ارزیابی این موضوع است که عملیات تجاری تا چه میزان به جریانهای وجه نقد کافی جهت بازپرداخت وامها ، نگهداشت توان عملیاتی واحد تجاری و پرداخت سود سهام منجر شده و انجام سرمایه گذاریهای جدید را بدون تمسک به منابع مالی خارج از واحد تجاری میسر کرده است . فعالیتهای عملیاتی عبارت از فعالیتهای اصلی مولد درآمد عملیاتی واحد تجاری است . فعالیتهای مزبور متضمن تولید و فروش کالا و ارائه خدمات است و هزینه ها و درآمدهای مرتبط با آن در تعیین سود یا زیان عملیاتی در صورت سود و زیان منظور می شود . جریانهای نقدی ناشی از فعالیتهای عملیاتی اساسا ً دربرگیرنده جریانهای ورودی و خروجی نقدی مرتبط با فعالیتهای مزبور است . این اطلاعات ، از طریق صورت جریان وجوه نقد شرکت عا طی سال های 1380 ، 1381 ، 1382 ، 1383 و 1384 استخراج شده است.
بازده سهام : بازده عبارت از نسبت کل عایدی (ضرر) حاصل از سرمایه گذاری در یک دوره معین به سرمایه‏ای که برای بدست آوردن این عایدی در ابتدای دوره، مصرف گردیده است. بازده سهام شامل تغییر در اصل سرمایه (تغییر قیمت سهام) و سود نقدی دریافتنی می باشد. . در این تحقیق نرخ بازده سهام شرکت ها به صورت سالانه و از ابتدای سال 1380 تا پایان سال 1384 از طریق فرمول زیر برای شرکت های مورد بررسی ، محاسبه شده است.

که در آن :
Ri,t = نرخ بازده سهام شرکت i در ماه t
Pi,t = قیمت سهام عادی شرکت i در پایان ماه t
Pi,t-1 = قیمت سهام عادی شرکت i در پایان ماه t-1
Dit = سود نقدی هر سهم
Sdi,t = منافع حاصل از سود سهمی شرکت i در ماه t
Sfi,t = منافع حاصل از سهام حق تقدم شرکت i در ماه t

روش تحقیق
با توجه به هدف تحقیق که در نظر دارد روابط بین متغیرها را با استفاده از اطلاعات واقعی بسنجد، تحقیق از نوع مطالعه کاربردی و روش آن توصیفی از نوع همبستگی است . در این تحقیق ، جهت سنجش روابط بین متغیرهای تحقیق از روش رگرسیون دو متغیره استفاده می گردد . در این راستا ، مفروضات مدل رگرسیون از طریق آزمون هایی نظیر کولموگوروف – اسمیرنوف ، دوربین واتسن و ; مورد ارزیابی قرار می گیرد و از آزمون های آماری F و T برای آزمون فرضیات تحقیق استفاده می شود .

جامعه آماری و نمونه تحقیق
جامعه آماری تحقیق کلیه شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار که دارای ویژگی ، حداکثر تا ابتدای سال 1380 یا قبل از آن در بورس اوراق بهادار پذیرفته و تا پایان سال 1384 سهام آنها مورد معامله قرار گرفته و نیز سال مالی آنها منتهی به 29 اسفند هر سال باشد ، است . علت انتخاب شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار از بین کلیه شرکت های ایرانی به عنوان جامعه آماری، از یک نظر حضور شرکت هایی از کلیه صنایع موجود کشور در سازمان بورس اوراق بهادار بوده که به این ترتیب با بررسی یک مسئله در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار می توان وضع مشاهده شده را مربوط به کلیه صنایع ایرانی دانست و از نظر دیگر سهولت دستیابی به اطلاعات مورد نیاز تحقیق بوده است .با توجه به خصوصیات ذکر شده ، تعداد 303 شرکت در بورس اوراق بهادار به عنوان جامعه آماری تحقیق انتخاب و از میان آنها تعداد 74 شرکت با کمک رابطه زیر و به صورت تصادفی انتخاب گردیدند.

ابزار گردآوری اطلاعات
اطلاعات مبانی نظری و تئوریک تحقیق ، بصورت کتابخانه ای و با استفاده از کتب و مقالات فارسی و لاتین جمع‌آوری میشود و اطلاعات مورد نیاز جهت آزمون فرضیه ها با مراجعه به صورتهای مالی حسابرسی شده شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران ، نشریات ادواری بورس ، لوح‌های فشرده معاملات سهام از قبیل پارس پرتفولیو بدست می‌آید.ابزار مورد استفاده جهت گردآوری اطلاعات شامل مشاهده ، آزمون های آماری ، نمونه گیری آماری ، بانک های اطلاعاتی ، نرم افزار spss و مراجعه به شبکه های کامپیوتری میشود.
آزمون فرضیات تحقیق
فرضیه اصلی : « بین فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد و بازده سهام شرکت های پذیرفته شده دربورس اوراق بهادار رابطه معنی داری وجود دارد » . در این فرضیه بازده سهام شرکت های پذیرفته شده دربورس اوراق بهادار متغیر مستقل و فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد متغیر وابسته است.

در این جدول مقدار ضریب همبستگی 166/0 + و مقدار ضریب تعیین 027/0 است . آماره آزمون دوربین – واتسن ( D.W ) 994/1 تعیین گردیده ، که به دلیل نزدیکی آن به مقدار 2 پدیده خودهمبستگی وجود ندارد.

همان گونه که مشاهده می شود ، آماره آزمون F مقدار 118/2 را نشان می دهد ، که از مقایسه آن با مقدار بحرانی F جداول آماری ، با درجه آزادی 1 و 75 در سطح معنی داری 5 درصد ( 98/3 ) ملاحظه می شود مقدار آماره F از مقدار بحرانی Fکوچکتر است و با توجه به مقدار سطح معناداری یا Sig. تعیین شده که 150/0 است ، فرض تاییدمی گردد. بدین ترتیب ، عدم معنی داری مدل رگرسیون در سطح معنی داری 5 درصد تایید می شود.

آزمون ضرایب مدل رگرسیون نیز نشان می دهد که آماره t برابر 455/1 است و مقدار آن کوچکتر از مقدار بحرانی t با درجه آزادی 73 ( 99/1 ) است و با توجه به مقدارSig. تعیین شده ( 150/0 ) فرض تایید می گردد . از این رو ، معنی داری ضرایب مدل رگرسیون در سطح معنی داری 5 درصد تایید نمی شود و بازده سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تابعی از جریان های نقدی حاصل از فعالیت های عملیاتی آن شرکت ها نیست.
فرضیه فرعی اول : « بین فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد و بازده سهام شرکت های صنعت غذایی و آشامیدنی پذیرفته شده دربورس اوراق بهادار رابطه معنی داری وجود دارد». در این فرضیه بازده سهام شرکت های صنعت غذایی و آشامیدنی پذیرفته شده متغیر مستقل و فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد متغیر وابسته است.

در این جدول مقدار ضریب همبستگی 230/0 + و مقدار ضریب تعیین 053/0 است . آماره آزمون دوربین – واتسن ( D.W ) 046/2 تعیین گردیده ، که به دلیل نزدیکی آن به مقدار 2 پدیده خودهمبستگی وجود ندارد.

همان گونه که مشاهده می شود ، آماره آزمون F مقدار 668/0 را نشان می دهد ، که از مقایسه آن با مقدار بحرانی F جداول آماری ، با درجه آزادی 1 و 12 در سطح معنی داری 5 درصد ( 75/4 ) ملاحظه می شود مقدار آماره F از مقدار بحرانی Fکوچکتر و با توجه به مقدار سطح معنی داری یا Sig. تعیین شده که 430/0 است ، فرض تاییدمی گردد. بدین ترتیب، عدم معنی داری مدل رگرسیون در سطح معنی داری 5 درصد تایید می شود.

آزمون ضرایب مدل رگرسیون نیز نشان می دهد که آماره t برابر 817/0 و مقدار آن کوچکتر از مقدار بحرانی t با درجه آزادی 12 ( 18/2 ) است و با توجه به مقدارSig. تعیین شده ( 430/0 ) فرض تایید می گردد . از این رو ، معنی داری ضرایب مدل رگرسیون در سطح معنی داری 5 درصد تایید نمی شود و بازده سهام شرکت های صنعت غذایی و آشامیدنی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تابعی از جریان های نقدی حاصل از فعالیت های عملیاتی آن شرکت ها نیست.
فرضیه فرعی دوم : « بین فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد و بازده سهام شرکت های صنعت مواد و محصولات شیمیایی پذیرفته شده دربورس اوراق بهادار رابطه معنی داری وجود دارد». در این فرضیه بازده سهام شرکت های صنعت مواد و محصولات شیمیایی پذیرفته شده متغیر مستقل و فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد متغیر وابسته است.

در این جدول مقدار ضریب همبستگی 077/0 + و مقدار ضریب تعیین 006/0 است . آماره آزمون دوربین – واتسن ( D.W ) 067/2 تعیین گردیده ، که به دلیل نزدیکی آن به مقدار 2 پدیده خودهمبستگی وجود ندارد.

همان گونه که مشاهده می شود ، آماره آزمون F مقدار 100/0 را نشان می دهد ، که از مقایسه آن با مقدار بحرانی F جداول آماری ، با درجه آزادی 1 و 17 در سطح معنی داری 5 درصد ( 45/4 ) ملاحظه می شود مقدار آماره F از مقدار بحرانی Fکوچکتر و با توجه به مقدار سطح معنی داری یا Sig. تعیین شده که 755/0 است ، فرض تاییدمی گردد. بدین ترتیب، عدم معنی داری مدل رگرسیون در سطح معنی داری 5 درصد تایید می شود.

آزمون ضرایب مدل رگرسیون نیز نشان می دهد که آماره t برابر 317/0- است و مقدار آن کوچکتر از مقدار بحرانی t با درجه آزادی 17 (11/2 ) است و با توجه به مقدارSig. تعیین شده ( 755/0 ) فرض تایید می گردد . از این رو ، معنی داری ضرایب مدل رگرسیون در سطح معنی داری 5 درصد تایید نمی شود و بازده سهام شرکت های صنعت مواد و محصولات شیمیایی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تابعی از جریان های نقدی حاصل از فعالیت های عملیاتی آن شرکت ها نیست.
فرضیه فرعی سوم : « بین فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد و بازده سهام شرکت های صنعت کانی غیر فلزی پذیرفته شده دربورس اوراق بهادار رابطه معنی داری وجود دارد». در این فرضیه بازده سهام شرکت های صنعت کانی غیر فلزی پذیرفته شده متغیر مستقل و فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد متغیر وابسته است.

در این جدول مقدار ضریب همبستگی 011/0 + و مقدار ضریب تعیین 000/0 است . آماره آزمون دوربین – واتسن ( D.W ) 105/2 تعیین گردیده ، که به دلیل نزدیکی آن به مقدار 2 پدیده خودهمبستگی وجود ندارد.

همان گونه که مشاهده می شود ، آماره آزمون F مقدار 001/0 را نشان می دهد ، که از مقایسه آن با مقدار بحرانی F جداول آماری ، با درجه آزادی 1 و 12 در سطح معنی داری 5 درصد ( 75/4 ) ملاحظه می شود مقدار آماره F از مقدار بحرانی Fکوچکتر و با توجه به مقدار سطح معنی داری یا Sig. تعیین شده که 971/0 است ، فرض تاییدمی گردد. بدین ترتیب، عدم معنی داری مدل رگرسیون در سطح معنی داری 5 درصد تایید می شود.

آزمون ضرایب مدل رگرسیون نیز نشان می دهد که آماره t برابر 037/0 است و مقدار آن کوچکتر از مقدار بحرانی t با درجه آزادی 12 ( 18/2 ) است و با توجه به مقدارSig. تعیین شده ( 971/0 ) فرض تایید می گردد . از این رو ، معنی داری ضرایب مدل رگرسیون در سطح معنی داری 5 درصد تایید نمی شود و بازده سهام شرکت های صنعت کانی غیر فلزی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تابعی از جریان های نقدی حاصل از فعالیت های عملیاتی آن شرکت ها نیست.
فرضیه فرعی چهارم : « بین فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد و بازده سهام شرکت های صنعت خودرو و ساخت قطعات پذیرفته شده دربورس اوراق بهادار رابطه معنی داری وجود دارد». در این فرضیه بازده سهام شرکت های صنعت خودرو و ساخت قطعات پذیرفته شده متغیر مستقل و فعالیت های عملیاتی صورت جریان وجوه نقد متغیر وابسته است.

در این جدول مقدار ضریب همبستگی 546/0 + و مقدار ضریب تعیین 298/0 است . آماره آزمون دوربین – واتسن ( D.W ) 802/1 تعیین گردیده ، که به دلیل نزدیکی آن به مقدار 2 پدیده خودهمبستگی وجود ندارد.

 

کلمات کلیدی :

مقاله خوارزمی تحت فایل ورد (word)

 

  مقاله خوارزمی تحت فایل ورد (word) دارای 10 صفحه می باشد و دارای تنظیمات در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است

فایل ورد مقاله خوارزمی تحت فایل ورد (word)   کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در استاندارد دانشگاه  و مراکز دولتی می باشد.

این پروژه توسط مرکز مرکز پروژه های دانشجویی آماده و تنظیم شده است

توجه : در صورت  مشاهده  بهم ریختگی احتمالی در متون زیر ،دلیل ان کپی کردن این مطالب از داخل فایل ورد می باشد و در فایل اصلی مقاله خوارزمی تحت فایل ورد (word) ،به هیچ وجه بهم ریختگی وجود ندارد

---

بخشی از متن مقاله خوارزمی تحت فایل ورد (word) :

خوارزمی
ابوعبدالله محمد بن موسی خوارزمی، ریاضی‌دان پرآوازه‌ ی ایرانی، چنان‌که پژوشگران اروپایی نیز بدان معترفند، یکی از بزرگ‌ترین ریاضی‌دانان همه‌ی اعصار به شمار می‌آید. با این همه از زندگانی وی آگاهی اندکی در دست است. بر پایه‌ی همین اطلاعات اندک، می‌توان گفت که وی به احتمال زیاد از حدود سال 170 تا پس از 232 هجری قمری می‌زیسته است. کتاب حساب خوارزمی باعث آشنایی مسلمانان و سپس اروپایی‌ها با رقم‌های هندی و شیوه‌ی حساب هندی

شد و کتاب جبر و مقابله نام نویسنده‌اش را به عنوان بنیانگذار جبر در یادها ماندگار کرد. وی را معلم واقعی ملل اروپایی در علم جبر می‌دانند.
زادگاه

 

خوارزمی چنان‌که از نامش پیداست، در ناحیه‌ی خوارزم و به احتمال قوی در شهرِ کاث، مرکز این ناحیه، زاده شده است. ناحیه‌ی خوارزم منطقه‌ای پهناور از جنوب دریای آرال تا شرق دریای خزر و هر دو کرانه‌ی رود جیحون را در بر می‌گرفت. شهر خوارزم یا کاث نیز بر ساحل شرقی همین رود و در جنوب دریای آرال قرار داشت. خوارزم از مدت‌ها پیش از اسلام بخشی از قلمرو پهناور ایران بود و فرمانروایان این ناحیه که «خوارزم‌شاه» خوانده می‌شدند، دست کم از 1700 سال پیش خراجگزار و فرمانبردار شاهنشاه ایران بودند. خانواده‌ی شاهان خوارزم، که به گفته‌ی بیرونی نسب خود را به کیخسرو می‌رساندند، تا زمان فتح خوارزم به دست مسلمانان در سال 93 هجری قمری (

712 میلادی) و پس از آن تا 385 یا 386 بر این ناحیه فرمان می‌راندند. این سرزمین

تا اواسط دوره‌ی قاجار همچنان بخشی از ایران به شمار می‌آمد، تا آن‌که در این روزگار از نظر سیاسی از سرزمین مادری خود، ایران جدا شد. اما تردیدی نیست که ارتباط فرهنگی میان خوارزم و ایران، هنوز به قوت خویش باقی است. در تقسیمات سیاسی کنونی، بخش عمده‌ ی خوارزم در کشور ازبکستان و بخش اندک آن در شمال ترکمنستان قرار دارد .
خوارزم هنگامی به دست مسلمانان افتاد که اختلافات داخلی در خانواده‌ی خز دخال

ت‌های برادرش در امور مملکت به تنگ آمده بود پنهانی به قُتَیْبَه بن مسلم باهِلی، فرمانروای عرب خراسان، نامه نوشت و او را به تسخیر سرزمین خود تشویق کرد! او می‌خواست از این راه بر دشمنان داخلی خود پیروز شود. قتیبه نیز این پیشنهاد را پذیرفت و به سوی خوارزم حرکت کرد. از سوی دیگر خوارزم‌شاه بزرگان و فرماندهان خود را با نیرنگ وادار به تسلیم کرد و خوارزم بی‌هیچ زحمتی به تصرف مسلمانان درآمد. از آن پس خانواده‌ی شاهی خوارزم تنها صاحب عنوانی تشریفاتی بودند و اداره‌ی امور سیاسی و نظامی خوارزم تنها بر عهده‌ی فرمانروایان عرب بو د.
ایران در آستانهی تولد خوارزمی
پس از سقوط امویان در 132 هجری قمری و روی کار آمدن عباسیان، ایرانیان که در پیروزی عباسیان نقش اصلی را داشتند، برای نخستین بار مناصب مهم و حساسی را در دستگاه خلافت به دست گرفتند. توجه خاص ایرانیان به ریاضیات، نجوم، پزشکی، فلسفه و دیگر شاخه‌های علوم عقلی موجب شد که خلفای عباسی نیز تحت نفوذ وزیران و کارگزاران ایرانی خود، اندک اندک به حمایت از دانشمندان علاقه‌مند گردند. چند سالی پیش از زاده شدن خوارزمی، و در سال 160 قمری، هارون، خلیفه مقتدر عباسی به خلافت رسید. در زمان هارون خاندان ایرانی برمکیان، که سابقه‌ای کهن در پرداختن به علوم و حمایت از دانشمندان داشتند، به قدرت و اعتباری کم نظیر دست یافتند. برمکیان از همه‌ی امکانات خود برای ترجمه‌ی آثار علمی از زبان‌

های پهلوی یا همان فارسی میانه (زبانی که پیش از فارسی دَری دست کم تا سده‌ی دوم هجری در ایران رواج داشت)، یونانی و سریانی (زبان کهن مردم سوریه) و پیشبرد پژوهش‌های علمی

و فلسفی بهره بردند.
کوشش‌‌های برمکیان موجب شد مسلمانان گام‌های بلندی را در زمینه‌ی علوم مختلف بردارند. اما افزایش روز به روز شهرت و قدرت برمکیان، نگرانی هارون و دیگر بزرگان خاندان عباسی را برانگیخت و در نتیجه هارون در اواخر دوره‌ی خلافت خود (سال 187 قمری) برخی افراد این خاندان را کشت و بقیه را زندانی کرد. 6 سال بعد هارون درگذشت و فرزند

ش امین به خلافت رسید. دوران کوتاه خلافت امین نیز سراسر به جنگ و خونریزی گذشت. نابودی برمکیان، مرگ هارون و ناآرامی‌های دوره‌ی خلافت توقفی کوتاه در روند پیشرفت علمی مسلمین ایجاد کرد. اما در سال 198 قمری، با به خلافت رسیدن مأمون که در محیطی ایرانی رشد کرده بود و فرهنگ ایرانی تأثیر بسیاری بر او گذارده بود، توجه به پژِوهش‌های علمی به مراتب بیش از روزگار هارون شد.
در همین روزگار، خوارزمی که دست کم جوانی 20 ساله بود، پیش

از 198 قمری، و در حالی که مأمون هنوز در مرو (در ترکمنستان فعلی) می‌زیست، به دربار وی وارد شد و سپس همراه وی به بغداد آمد و در بیت الحکمه به پژوهش پرداخت. درگذشت خوارزمی احتمالا چند سالی پس از 232 قمری بوده است. در این صورت باید گفت که وی دست کم 54 سال قمری عمر کرده است.
گفتنی است که برخی مورخان دوره‌ی اسلامی و نیز برخی پژوهشگران اروپایی سده‌های 19 و 20 میلادی، ابوعبدالله محمد بن موسی خوارزمی را با ابوجعفر محمد بن موسی بن شاکر یکی دانسته‌اند یا اگر این دو نام را مربوط به دوتن می‌دانسته‌اند گهگاه یکی را با دیگری اشتباه گرفته‌اند. ابوجعفر محمد بن موسی بزرگ‌ترین برادر از 3 برادر دانشمند ایرانی بود که به بنو موسی (فرزندان موسی بن شاکر) مشهور بوده‌اند.
جایگاه خوارزمی در تاریخ ریاضیات جهان
در اهمیت نقش خوارزمی در تاریخ ریاضیات جهان همین بس که دو واژه‌ی آلگوریسم یا آلگوریتم که تا سده‌ی 18 میلادی بر «فنّ محاسبه با ارقام هندی‌» اطلاق می‌شد و امروزه نیز به معنی «روش ویژه‌ی محاسبه در نوع خاصی از مسائل ریاضی» به کار می‌

رود، از تلفظ نام خوارزمی در زبان لاتین (زبان رایج اروپا تا سده‌ی 17 میلادی) گرفته شده است. واژه‌ی جبر در زبان‌های اروپایی (مانند algerba و غیره) نیز بی‌تردید برگرفته از نام کتاب الجبر و المقابله اوست. در اینجا نظرات برخی پژوهشگران برجسته‌ی غربی درباره‌ی خوارزمی به اختصار یاد می‌شود:
1 آریستید مار پژوهشگر برجسته‌ی فرانسوی (در قرن 1ن است که محمد بن موسی خوارزمی، معلم واقعی ملل اروپایی جدید در علم جبر بوده است.»
2 جُرج سارتُن پژوهشگر آمریکایی در کتاب مشهور خود، به نام « مقدمه بر تاریخ علم »، آورده است: «خوارزمی بزرگترین ریاضی‌دان عصر خود، و در صورت در نظر گرفته شدن همه‌ی جوانب، یکی از بزرگترین ریاضی‌دانان همه‌ی اعصار به شمار می‌آید.» او خوارزمی را یکی از بنیانگذاران آنالیز یا جبر به صورتی جدا از هندسه دانسته است، زیرا کتاب جبر و مقابله حل آنالیزی معادلات درجه‌ی اول و دوم را در بر دارد. سارتن به همین جهت نیمه‌ی اول قرن نهم میلادی را عصر خوارزمی نامیده و فصلی از کتاب خود را به نام او مزیّن‏‏‏ ‎ ساخته است.
3 آیلْهارد ویدِمان پژوهشگر مشهور آلمانی اواخر سده‌ی 19 و اوائل سده‌ی 20 میلادی، خوارزمی را یک نابغه و دارای شخصیت علمی ممتاز خوانده است.
4 اسمیت نیز در تاریخ ریاضیات خود وی را بزرگ‌ترین ریاضی‌دان دربار مأمون به‌ شمار آورده است.
گفتنی است در سال 1362 هجری شمسی برابر 1983 میلادی، به مناسبت هزار و دویستمین سالگرد تولد خوارزمی یادنامه‌ای به زبان روسی در 260 صفحه و مشتمل بر 16 مقاله در مسکو و یادنامه‌ی دیگری در تهران به زبان فارسی و به همت کمیسیون ملی یونسکو منتشر شده است.
آثار خوارزمی
آثار خوارزمی در تاریخ علم جهان از اهمیتی ویژه برخوردارند و به همین لحاظ پژوهشگران دو قرن اخیر به نشر یا بررسی ارزش علمی آن‌ها پرداخته‌اند.
1 الجبر و المقابله. در ادامه معرفی خواهد شد.

2 الجمع و التفریق بحساب الهند. در ادامه معرفی خواهد شد.
3 زیج . زیج(جدول‌های اخترشناسی) خوارزمی یکی از مهم‌ترین و مشهور‌ترین آثار اوست. این زیج از لحاظ تاریخ ریاضیات و نجوم بسیار مهم است، زیرا نخستین اثری است که در آن تابع جِیْب (معادل تابع سینوس) به کار رفته است. این زیج در میان مسلمانان و اروپائیان سده‌های میانه از اهمیتی بسیار برخوردار بود. به همین لحاظ در دوره‌ی ا

سلامی دست کم 9 اثر در شرح یا نقد آن نوشته شد. مَسْلَمه بن احمد مَجْریطی (مادریدی) اختر‌شناس مسلمان اَندُلُسی (بخش مسلمان نشین اسپانیا) زیج خوارزمی را باز نویسی کرد و آن را تذهیب زیج الخوارزمی نامید. در نیمه‌ی نخست سده 12 میلادی آدِلاردِ باثی (نخستین دانشمند مشهور انگلیسی و از مردم شهرِ باث) تذهیب زیج الخوارزمی را به زبان لاتین ترجمه کرد.
4 مقاله فی استخراج تاریخ الیهود و اعیادهم. این اثر یکی از کهن‌ترین پژوهش‌های موجود درباره تقویم و گاه‌شماری یهود و کهن‌ترین پژوهش مسلمانان در این زمینه به شمار می‌آید و از این رو بسیار مهم است. پژوهشگر پرآوازه‌ی آمریکایی، اِدوارد اِستوارت کِنِدی، در 1964 میلادی این اثر را بررسی کرده است.
5 کتاب الرُخامَه. درباره چگونگی ساخت و نصب ساعت‌های آفتابی افقی. امروزه نشانی از این کتاب در دست نیست .
6 عمل الأسطرلاب. درباره ساخت اسطرلاب
7 العمل بالأسطرلاب. دربار ه کار با اسطرلاب
8 صوره‍ الأرض. موضوع این کتاب، چنان‌که از نامش پیدا است، جغرافیای جهان است. در 1926 میلادی هانس فُن‌مُژیک این کتاب را در لایپزیگ منتشر ساخت. وی در این چاپ نام مؤلف را به اشتباه ابوجعفر محمد بن موسی (یعنی محمد بن موسی بن شاکر) ثبت کرده است.
کتاب حساب
این کتاب نخستین اثری است که در دوره‌ی اسلامی درباره حساب با ارقام هندی نوشته شده و در بسط و رواج حساب هندی، چه در کشورهای اسلامی و چه بعدها در کشورهای اروپایی، تأثیر بسیار داشته است. مسلمانان فن حساب هندی را به طور مستقیم از این کتاب فرا گرفتند و اروپائیان نیز از راه ترجمه‌هایی که در سده 12 میلادی از این کتاب فراهم آمد با حساب هندی آشنا شدند. خوارزمی در آغاز این کتاب از کتاب جبر و مقابله خود یاد کرده است. با این حساب باید گفت که این کتاب دومین کتاب ریاضی برجای‌مانده از دوره اسلامی است.
متن عربی این کتاب از بین رفته اما یک نسخه خطی از ترجمه لاتینی این کتاب که در میانه‌ی سده 12 میلادی صورت گرفته در کتابخانه کمبریج م

وجود است. این نسخه که در سده 13 میلادی کتابت شده است با عبارت Dixit Algorismi یعنی، «خوارزمی گفته است» (ترجمه‌ی عبارت «قالَ الخوارزمی») آغاز می‌شود و با مثالی درباره‌ی ضرب کسرها پایان می‌یابد. همین عبارت موجب شد که اروپائیان فن محاسبه با ارقام هندی را آلگوریسم (و بعدها در زبان انگلیسی آلگوریتم) بنامند.
دو کتاب مهم لاتینی رابطه بسیار نزدیکی با کتاب حساب خوارزمی دارند که عبارتند از :
1 کتاب آلگوریسم حساب عملی. این کتاب

نه از روی متن اصلی الجمع و التفریق خوارزمی، که از روی یک تحریر عربی ناشناخته آن به لاتین ترجمه شده است. مترجم این کتاب احتمالا یوهانس اسپانیایی (یا طُلَیْطَلی یا سِویلی)، مترجم مشهور عربی به لاتینی است که از 1135 تا 1153 میلادی در طُلَیْطَله (تولدوی اسپانیا) به کار ترجمه مشغول بود. بخش نخست این ترجمه و نسخه خطی کمبریج (یعنی ترجمه‌ی متن اصلی کتاب خوارزمی) شبیه هم هستند. کتاب آلگوریسم حساب عملی مشتمل است بر شرح ارقام و اعمال اصلی حساب با روش هندی و استخراج جذر و غیره .
2 کتاب شرح آلگوریسم در فن نجوم. این کتاب را شخصی ناشناس به نام « استاد A » تألیف کرده است. چند نسخه خطی از آن موجود است که یکی از آنها در 1143 میلادی نوشته شده است. ممکن است مقصود از استاد A ، آدلارد باثی (مترجم زیج خوارزمی) یا رابِرت چِسْتِری (مترجم جبر خوارزمی) باشد. هر دو شخص یاد شده انگلیسی بودند و در همین ایام در انگلیس و اسپانیا مشغول فعالیت بودند. در این کتاب اصول حساب و هندسه و موسیقی و اخترشناسی در 5 مقاله بیان شده و ممکن است که این مطالب بر گرفته از آثار

خوارزمی و از جمله کتاب حساب او باشد.
جبر و مقابله
کتاب جبر و مقابله، کهن‌ترین کتاب نوشته شده در جبر و نیز کهن‌ترین کتاب ریاضی است که از مسلمین به دست ما رسیده است. این کتاب در روزگار خلافت مأمون، یعنی حدود 1210 سال قمری و 1170 سال شمسی پیش از این تألیف شده ا

ست. این کتاب از سده 12 میلادی، که اروپائیان با علم جبر آشنا شدند، تا سده 16 میلادی (یعنی حدود 4 قرن)، مبنای مطالعات علمی آنان در جبر بود. در اهمیت این کتاب همین بس، که امروزه این رشته مهم ریاضیات به نام همین کتاب یعنی جبر (در زبان‌های اروپایی به صورت‌هایی مانند Algebra و مانند آن) خوانده می‌شود. این کتاب حل آنالیزی معادلات درجه اول و دوم را در بر دارد.
جبر و مقابله دو بار به زبان لاتین ترجمه شده است. نخست توسط مترجمی انگلیسی به نام رابرت چِسْتِری در 1145 میلادی که ترجمه‌ای ناقص است. اندکی بعد نیز گِراردوسِ کِرِمونایی، مترجم بزرگ اروپایی و شاید بزرگترین مترجم از عربی به لاتینی در طول تاریخ (درگذشته 1187 میلادی)، این کتاب را بار دیگر از عربی به لاتینی ترجمه کرد.
ترجمه‌ی لاتینی رابرت چستری در تاریخ ریاضیات اهمیت بسیار دارد. زیرا اروپائیان از راه همین ترجمه با علم جبر آشنا شدند و در واقع سال 1145 میلادی را باید سال آغاز علم جبر در اروپا دانست. اَدْریان رومانوس (1561-1615 میلادی)، ریاضی‌دان هلندی، با بهره گیری از یک نسخه خطی نفیس ترجمه لاتینی رابرت چستری، نگارش تفسیری بر جبر خوارزمی را با عنوان درباره‌ی جبر محمد عرب (شاید به این دلیل که کتاب او عربی بوده است) آغاز کرده بود که تنها مقدمه‌ی آن در 72 صفحه در سال 1598 یا 1599 میلادی چاپ شده است. محققی به نام هانری بُسمانس مقاله‌ی پژوهشی کاملی درباره‌ی این مقدمه نوشته است. مقدمه‌ی ادریان نخستین اثر چاپی درباره‌ی جبر و مقابله خوارزمی به شمار می‌آید. برخی دیگر از چاپ‌های این کتاب به شرح زیر است:
1 در 1830 میلادی، فردریش رُزِن آلمانی، متن عربی جبر و مقابله خوارزمی را در لندن به چاپ رساند. وی یک سال بعد ترجمه‌ی انگلیسی این کتاب را نیز در همان شهر منتشر کرد.
2 در 1838 میلادی گیوم (یا گولیلمو) لیبری، پژوهشگر فرانسوی و عضو فرهنگستان علوم فرانسه، ترجمه‌ی لاتینی گراردوس کرمونایی را به چاپ رساند.
3 در 1846 میلادی آریستید مار فرانسوی بخشی از جبر و مقابله را که باب المساحه نام دارد، از روی ترجمه‌ی انگلیسی فردریش رزن به فرانسه ترجمه کرد. وی 20 سال بعد همین بخش را این بار از عربی به فرانسه ترجمه و چاپ کرد.
4 در 1915 میلادی کارپینسکی ترجمه‌ی لاتینی ناقص رابرت چستری را همراه با ترجمه انگلیسی و مقدمه‌ و یادداشت‌های سودمند منتشر ساخت. این کتاب مه

م، همچنین بحثی مفصل درباره‌ی احوال و آثار خوارزمی و ترجمه‌های آثار وی به زبان لاتینی دارد.
5 در 1932 میلادی سولومون گانتس بار دیگر باب المساحه را از روی نسخه خطی عربی آن به انگلیسی ترجمه و به همراه متن عربی به چاپ رساند و در واقع ترجمه‌های پیشین این بخش را تصحیح کرد.

6 در 1983 میلادی و در یادنامه‌ی روسی هزار و دویستمین سالگرد تولد خوارزمی (چاپ مسکو) چند مقاله‌ی مهم درباره‌ی جبر خوازمی و ترجمه‌های لاتین آن به چاپ رسید. برخی از مقالات این مجموعه بعدها به طور مستقل و به دیگر زبان‌های اروپایی منتشر شد.
7 در 1348 هجری شمسی نیز حسین خدیوِ جم جبر خوارزمی را با استفاده از متن عربی چاپ مصر به فارسی ترجمه و تحت عنوان ترجمه‌ی فارسی جبر و مقابله خوارزمی در تهران (انتشارات خوارزمی) به چاپ رساند. این ترجمه در سال 1362 شمسی و به مناسبت 1200 سالگرد تولد خوارزمی به همت کمیسیون ملی یونسکو با برخی تصحیحات دوباره چاپ شد.
8 در سال 1383 بازنویسی و شرح جبر و مقابله (به کوشش یونس کرامتی) منتشر شد. این کتاب برای خوانندگان جوان و علاقه مندان به تاریخ ریاضیات بسیار مناسب است.
9 تازه‌ترین ترجمه‌ی این اثر به زبان فرانسه در سال 2006میلادی به دست رشدی راشد انجام شد.

سخنانی از خوارزمی
دانشمندان روزگاران گذشته، و خردمندان ملت‌های پیشین پیوسته سرگرم نگارش و تألیف بوده‌اند. آنان به اندازه‌ی توان و دانش خود، برای آیندگان، در هر رشته‌ای از دانش، آثاری تألیف کرده‌اند؛ بدان امید که در سرای دیگر، پاداشی یابند و در این جهان نیز نام نیکی از آنان برجای ماند. نام نیکی که همه‌ی ثروت‌ها و پیرایه‌های مادی، با آن‌که با رنج بسیار به دست می‌آیند، در برابرش ناچیز است. شوق رسیدن به نام نیک است که رنج کشف رازهای دانش، و زحمت حل مشکلات علمی را بر دانشمند آسان می‌سازد .
مردم دانشور سه دسته هستند :
دسته‌ی نخست کسانی هستند که برای نخستین بار دانشی ناشناخته را می‌شناسند و مردمان دیگررا نیز با آن دانش آشنا می‌سازند و آیندگان را میراث خوار علم خویش می‌سازند.
دسته‌ی دوم کسانی هستند که می‌کوشند با شرح و

تفسیر آثار پیشینیان، درک مطالب این آثار را بر دیگران آسان سازند. آنان با روشن ساختن نکات مبهم آثار دانشمندان پیشین، راه‌های ساده‌تری برای بیان مطالب آن‌ها می‌یابند و با این کار نتیجه‌گیری از آن‌ها را آسان می‌سازند.
دسته‌ی سوم نیز کسانی هستند که اشکالات و آشفتگی‌های آثار پیشینیان خود را درمی‌یابند. پس این اشکالات را برطرف می‌کنند و آشفتگی‌ها را سامان متوجه‌ی اشتباه دیگران شده‌اند بر خویشتن نمی‌بالند.

 

کلمات کلیدی :

مقاله بررسی رابطه بین میزان سود تقسیمی با ساختار نقدینگی ، وضعیت

 

  مقاله بررسی رابطه بین میزان سود تقسیمی با ساختار نقدینگی ، وضعیت سودآوری و پراکندگی سهامداران در شرکتهای پذیرفته شده در بورس تحت فایل ورد (word) دارای 16 صفحه می باشد و دارای تنظیمات در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است

فایل ورد مقاله بررسی رابطه بین میزان سود تقسیمی با ساختار نقدینگی ، وضعیت سودآوری و پراکندگی سهامداران در شرکتهای پذیرفته شده در بورس تحت فایل ورد (word)   کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در استاندارد دانشگاه  و مراکز دولتی می باشد.

این پروژه توسط مرکز مرکز پروژه های دانشجویی آماده و تنظیم شده است

توجه : در صورت  مشاهده  بهم ریختگی احتمالی در متون زیر ،دلیل ان کپی کردن این مطالب از داخل فایل ورد می باشد و در فایل اصلی مقاله بررسی رابطه بین میزان سود تقسیمی با ساختار نقدینگی ، وضعیت سودآوری و پراکندگی سهامداران در شرکتهای پذیرفته شده در بورس تحت فایل ورد (word) ،به هیچ وجه بهم ریختگی وجود ندارد

---

بخشی از متن مقاله بررسی رابطه بین میزان سود تقسیمی با ساختار نقدینگی ، وضعیت سودآوری و پراکندگی سهامداران در شرکتهای پذیرفته شده در بورس تحت فایل ورد (word) :

بررسی رابطه بین میزان سود تقسیمی با ساختار نقدینگی ، وضعیت سودآوری و پراکندگی سهامداران در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران

1

چکیده
موضوع سیاست تقسیم سود همواره به عنوان یکی از بحث انگیزترین مباحث علم مالی مطرح بوده ، بطوریکه علاقه اقتصاددانان قرن حاضر و بیش از پنج دهه اخیر را به خود معطوف کرده و موضوع الگوهای نظری جامع و بررسیهای تجربی بوده است . در این تحقیق میزان سود تقسیمی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با توجه به پارامترهای ساختار نقدینگی ، وضعیت سودآوری و پراکندگی سهامداران برای یک دوره پنج ساله (1380-1384) مورد بررسی و تجزیه و

تحلیل قرار می گیرد . یافته های تحقیق حاکی از وجود ارتباط مثبت و معنادار بین میران سود تقسیمی و وضعیت سودآوری بوده است که این یافته ها با یافته های محققین غربی سازگار می باشد . تائید ارتباط مثبت و معنادار بین ساختار نقدینگی و میزان سود تقسیمی شرکتهای نمونه در فرضیه دوم نیز مؤید این فرضیه است که شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با بالا رفتن میزان نقدینگی (وجوه نقد در دسترس) ، میزان سود تقسیمی خود را افزایش می دهند . نتایج

مطالعات غربی ها حاکی از آن است که بین درصد مالکیت سهام و میزان سود تقسیمی ارتباط منفی و معناداری وجود دارد . بدین معنا که با افزایش درصد مالکیت سهامداران عمده میزان سود تقسیمی کاهش می یابد . معنادار بودن ارتباط بین میزان سود تقسیمی و پراکندگی سهامداران اگرچه در این فرضیه تایید شده است لیکن ارتباط بین آنها مثبت است ؛ به عبارت دیگر با افزایش نسبت پراکندگی سهامداران ، میزان سود تقسیمی افزایش می یابد .
واژه گان کلیدی : سود تقسیمی ، وضعیت سودآوری ، ساختار نقدینگی ، پراکندگی سهامداران

مقدمه
موضوع تقسیم سود همواره به عنوان یکی از بحث انگیزترین مباحث علم مالی مطرح بوده ، بطوریکه علاقه اقتصاددانان قرن حاضر و بیش از پنج دهه اخیر را به خود معطوف کرده و موضوع الگوهای نظری جامع و بررسیهای تجربی بوده است . شماری از الگوهای نظری متناقض (که همگی فاقد پشتوانه قوی تجربی هستند) تلاشهای جاری برای توضیح رفتار تقسیم سود شرکت سهامی تعریف می شوند (فرانکفوترو دیگران ،2002) .تقسیم سود از چند جنبه حائز اهمیت است . ازیک نظر

،تقسیم سود عاملی موثر بر استفاده از فرصتهای سرمایه گذاریهای پیش روی شرکتهاست . هر قدر میزان سود تقسیمی بیشتر باشد منابع داخلی شرکت به منظور اجرای پروژه های سرمایه گذاری کمتر خواهد شد و نیاز به منابع مالی خارج از شرکت بیشتر می گردد که این عامل می تواند بر قیمت سهام شرکتها در آینده تأثیر بسزایی داشته باشد . از طرف دیگر بسیاری از سهامداران شرکت خواهان تقسیم سود نقدی هستند ، از این رو مدیران (با هدف حداکثر کردن ثروت سهامداران ) همواره باید بین علایق مختلف سهامداران تعادلی برقرار نمایند ، تا هم فرصتهای سودآور سرمایه گذاری را از دست نداده

 

باشند و هم سود نقدی مورد نیاز بعضی از سهامداران را بپردازند . سرمایه گذاران انگیزه های مختلفی جهت خرید سهام دارند . برخی از آنها با این انگیزه سهام عادی شرکت را خریداری می کنند که به طور مستمر سالیانه مبلغی به عنوان سود سهام عادی دریافت کنند ، درحالیکه برخی دیگر به امید برخورداری از افزایش قیمت سهام به خرید سهام عادی اقدام می کنند ؛ برخی دیگر نیز با هدف دریافت سود سهام و افزایش قیمت سهام به صورت توأم سهام عادی را می خرند ، به همین دلیل مدیریت باید جهت برآورده ساختن انتظارات سهامداران شرکت سیاستهای متفاوتی را اتخاذ نمایند . از جمله این سیاستها ، سیاست تقسیم سود و سیاستهای مربوط به ساختار سرمایه و تأمین مالی می باشد که مدیریت می تواند با اتخاذ سیاستهای مناسب ، هدف اصلی شرکت که همان حداکثر کردن سود شرکت و در نهایت حداکثر کردن ثروت سهامداران است تحقق بخشد .این تحقیق مرور کوتاهی بر عواملی که سیاست تقسیم سود را تحت تاثیر قرار می دهد دارد و از بین این عوامل وضعیت سود آوری ، ساختار نقدینگی و پراکندگی سهامداران مورد بحث قرارمی گیرد .به طور خلاصه این تحقیق برای رسیدن به اهداف زیر انجام می شود :

1- نشان دهد که نسبتهای پرداخت و بازده سود سهام به طور اتفاقی توسط موسسات تعیین نمی شوند بلکه به عوامل خاص شرکت بستگی دارد .2- رهنمودی برای پیش بینی میزان سود تقسیمی شرکتها ارائه دهد . 3- به مدیران و سرمایه گذران کمک می کند تا بتوانند قضاوت کنند که آیا سیاست تقسیم سود شرکتشان طبق رویه جاری بازار است یا خیر؟

سود تقسیمی از دو جنبه حائز اهمیت است : اول به دلیل خاصیت علامت دهی اش و دوم بدلیل مفاهیم نقدینگی و مالیاتی که برای سهامداران به همراه دارد . مرتون میلر و فرانکو مودیلیانی علیرغم آگاهی کامل نسبت به هر دو جنبه ، بیشتر تمایل به بحث روی جنبه دوم آن داشته اند .لینتنر 1956 خاصیت علامت دهی سود تقسیمی را بوسیله ارتباط بین سود تقسیمی و درآمد تشریح کرد و بعلاوه مشاهده کرد مدیرانی که اطلاعات خاصی درباره درآمد آتی شرکت دارند ، تمایلی به قطع و

کاهش سود تقسیمی ندارند . او به این نتیجه رسید که تغییرات سود تقسیمی ، اطلاعاتی را در خصوص درآمد آتی شرکت انتقال خواهد داد و اعتقاد به تغییرات غیر منتظره درآمدهای آتی بر قیمت سهام تاثیر می گذارد . مدل لینتنر در خصوص ارتباط بین سود تقسیمی و درآمد توسط فاما و بابیاک 1968 با بررسی داده های ایالات متحده و نیز توسط شولین (1982) با بررسی داده های استرالیا مورد حمایت قرار گرفت . یافته های دیگران نیز از سود تقسیمی به عنوان یک وسیله علامت دهی

حمایت می کنند . فرضیه علامت دهی استدلال می کند که مدیران از تقسیم سود جهت انتقال اطلاعاتی در زمینه وضعیت سودآوری آتی مؤسسه استفاده می کنند (باتاچاریا 1979، میلروراک 1985 و دیگران) . طرفداران نظریه علامت دهی معتقدند که بازار سهام ، عکس العمل مثبت نسبت به تقسیم سود یا افزایش آن و عکس العمل منفی نسبت به حذف

 

یا کاهش سود تقسیمی از خود نشان می دهد . با اینحال لفت ویچ و میشوسکی یافتند که تغییرات سود فقط زمانی دارای محتوای اطلاعاتی است که شرکتها به طور همزمان اطلاعات مثبت در خصوص وضعیت سودآوری و اطلاعات منفی در زمینه تقسیم سود منتشر کنند . فرضیه علامت دهی پیش بینی می کند که اگر سود (درآمد) افزایش یابد (رو به زوال گذارد) ، متعاقب آن سود تقسیمی نیز افزایش می یابد ( کاهش پیدا می کند ) . در حمایت از این فرضیه آهارونی و دوتان (1994) به

این نتیجه رسیدند شرکتهایی که سود تقسیمی خود را افزایش می دهند ، احتمال افزایش درآمد غیر منتظره آنها در سالهای بعد بیشتر از شرکتهایی است که تغییری در میزان سود تقسیمی خود نمی دهند .از طرف دیگر سود تقسیمی به دلیل مفاهیم نقدینگی و مالیاتی نیز موضوع قابل بحثی است . «اثر مشتری» به ما می گوید که بدلیل هزینه های مبادلاتی و مالیات ، سیاست تقسیم سود شرکتها می بایست به نحوی طراحی شود تا از یکطرف نیازهای نقدینگی سهامداران را برآورده سازد و از طرف دیگر هزینه ها را به حداقل ممکن برساند . بویژه ، رفتارهای مالیاتی مختلف سود تقسیمی و سود سرمایه بر بازده پیش از مالیات سهامداران تاثیر می گذارد . هریس و دیگران (2001) نظریه ای را در خصوص مالیات و قیمت سهام ارائه دادند که با مدل ارزشیابی سود باقیمانده مطابقت دارد .

مدلهای تئوریکی و مشاهده ای (تجربی) سیاست تقسیم سود شرکت ها ، اخیراً به صورت متفاوتی طبقه بندی شده اند . در این طبقه بندی معیارکیفی ، ماهیت ساختار بازار و یا رفتارهای عقلائی سرمایه گذار می باشد . به این ترتیب مدلهای اخیر به طور وسیع بر اساس منطق مختص خودشان به مدلهای فرموله شده در وضعیت اطلاعات کامل ، عدم تقارن اطلاعاتی و مدلهائی که از اصول رفتاری استفاده می کند تفکیک شده اند .

 

1- مدل اطلاعات کامل – عامل مالیاتی : مدلهای تعدیل شده مالیاتی (مالیات گرا) بر این باورند که سرمایه گذاران ، سهام دارای بازده مورد انتظار بالاتر (سهام رشدی) را به سهامی که سود نقدی تقسیم می کند (سهام ارزشی) ترجیح می دهند . وضع مالیات بر سود سهام تقسیمی باعث می شود تا با پرداخت سود ، بازده پیش از مالیات سهامداران از بازده پس از کسر مالیات آنها بیشتر شود . یکی از نتایج مدل مالیات گرا ، تقسیم بندی سرمایه گذاران بر حسب مشتریان مالیات سود سهام است که برای اولین بار توسط میلرو مودیلیانی مطرح شد . در تحقیقات اخیر ، مودیلیانی به این نتیجه رسید که ” اثر مشتریان ” به تنهائی در تعیین ترکیب پرتفوی موثر است و این عامل از عوامل مختلفی شناسایی شده توسط میلر نیز مهمتر است (1977) .

مدل مالیات گرا به دلیل ناسازگار بودن با رفتارهای عقلایی مورد انتقاد قرار می گیرد ؛ این انتقاد در سال 1986 میلر را بر آن داشت تا استراتژی سپر مالیاتی سود را برای حمایت از سرمایه گذاران دارای نرخ مالیاتی بالا ارائه دهد . بر اساس این استراتژی ، اشخاص می توانند از خرید سهامی که سود نقدی پرداخت می کند (سهام ارزشی) ، خودداری کنند تا از مالیات این نوع پرداختها در امان باشند . متناوباً براساس استراتژی دیگری که اولین بار توسط میلر و شولز مطرح شده است ، سهامداران می توانند سهامی که سود نقدی پرداخت می کند را بخرند و سود را دریافت کنند ؛ و همزمان برای سرمایه گذاری در اوراق بهادار بدون مالیات نیز وام بگیرند .

 

2- مدلهای نابرابری( عدم تقارن) اطلاعاتی:
الف: مدلهای علامت دهی(انعکاسی)

اطلاعات نامتقارن حاصل از نواقص بازار (نبودن رقابت کامل) ، مبنائی برای تشریح سیاستهای تقسیم سود شرکت فراهم می آورد . کاهش نابرابری اطلاعاتی بین سهامداران و مدیران در برابر تغییرات غیرمنتظره سیاستهای تقسیم سود ، پایه و اساس مدلهای علامت دهی سود تقسیمی می باشد .

مدیران سودهای تقسیمی را زمانی افزایش می دهند که انتظار دارند سود در آینده افزایش یابد و افزایش سود سهام اطلاعات خوبی درباره عملکرد جاری و آتی شرکت دارد . لذا تغییرات سود سهام حاوی اطلاعاتی است و به همین دلیل اثر علامت دهی “اثر محتوای اطلاعاتی ” نیز نامیده می شود .
ب: هزینه نمایندگی

شناسایی هزینه های بالقوه نمایندگی که با تفکیک مدیریت و مالکین شرکت ارتباط دارد موضوع جدیدی نیست . تفاوت در ترجیحات سهامداران و مدیران بیشتر از سه قرن است که مطرح شده است . آدام اسمیت (1937) بر این باور بود که مدیران شرکتهای بورسی (فعال در بازار سهام) در بیشتر فعالیتهای خود دچار مسامحه هستند . این مشکلات بطور خاص در شرکتهای انگلیسی متداول است و تلاش جهت نظارت بر مدیران غالباً بدلیل عدم کارائی و هزینه هایی که با نظارت سهامداران ارتباط نزدیکی دارد ناموفق بوده است .

تئوری مدرن نمایندگی بررسی می کند تا توضیح دهد که ساختار سرمایه شرکتها در تلاش است تا هزینه های مرتبط با تفکیک صاحبان شرکت و کنترل را حداقل کند . تئوری نمایندگی در شرکتهائی با منافع مدیریتی بالا بواسطه هم ترازی بهتر اهداف مدیران و سهامداران و نیز در شرکتهای با چندین گروه سهامدار که بهتر قادر به نظارت فعالیتهای مدیریتی هستند کمتر کاربرد دارد . مشکلات نمایندگی در نتیجه نابرابری اطلاعات ، انتقال دارائیها از صاحبان اوراق قرضه به سهامداران از طریق قبول ریسک بالا و قبول پروژه های زود بازده توسط مدیران ، کوتاهی در قبول پروژه هائی با ارزش فعلی خالص مثبت و مصارف متفرقه بالاتر از آنچه یک مدیر محافظه کار مصرف می کند بوجود می آیند .

ج: فرضیه جریان نقد آزاد
مدیران محتاطی که همواره در جهت برآورده ساختن انتظارات سهامداران خود گام برمی دارند ، می بایست در فرصتهای سود آور پیش آمده سرمایه گذاری کنند . استفاده ناکارا از وجوه مازاد بر فرصتهای سرمایه گذاری سود آور توسط مدیران ، نخستین بار توسط برل و مینز مطرح شد . فرضیه جریان نقد آزاد جنسن (1986) ، این مدعا را به روز کرد و فرضیه عدم تقارن

اطلاعات بازار را با تئوری نمایندگی ادغام نمود . بر اساس این فرضیه ، وجوه باقی مانده پس از تأمین مالی تمام پروژه های دارای حاشیه سود مثبت باعث ایجاد تعارض بین مدیران و سهامداران می شود . از طرفی تقسیم سود و پرداخت بدهی ها ، جریان نقد آزاد در دسترس مدیریت را جهت سرمایه گذاری در پروژه های دارای ارزش حال خالص را کاهش میدهد . این ترکیب تئوری علامت دهی و نمایندگی می بایست به تنهایی سیاست های تقسیم سود را بهتر از سایر تئوریها توجیه کند اما

فرضیه جریان نقد آزاد ، به جای توجیه کامل و جامع سیاست تقسیم سود ، آشفتگی دهه 1980 شرکتها را توجیه می کند .
3- مدلهای رفتاری :هیچ دیدگاهی تا این اندازه رفتارهای مشهود تقسیم سود شرکتها را به طور کامل توضیح نداده است . رفتار سرمایه گذار به طور واقعی تحت تأثیر هنجارها و طرز تلقی های اجتماعی قرار می گیرد . متأسفانه این محرکها

 

در بیشتر تئوریهای مالی بویژه در مدلهای قیمت گذاری مالی سنتی ، بدلیل مشکلات شناسایی رفتار سرمایه گذران نادیده گرفته شده اند . برطبق نظر شیلر(1989) وارد کردن این اثرات در مدل ، تلاشی جهت توسعه تئوری برای توضیح ثبات سیاست تقسیم سود شرکت میباشد .سیاست تقسیم سود با حداکثر کردن ثروت سهامداران ناسازگار است و با افزودن مدل رفتار اقتصادی- اجتماعی به مدلهای اقتصادی بهتر توضیح داده می شود . از طرفی پرداخت سود تقسیمی را می توان

بعنوان عکس العمل اقتصادی–اجتماعی به تکامل تدریجی شرکت در نظرگرفت . عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سهامداران منجر به پرداخت سود تقسیمی می شود که این امر جذابیت پرداخت سود را افزایش می دهد .ارتباط سیستماتیک بین نوع صنعت و سیاست تقسیم سود- گزارش شده بوسیله میشل – به این مفهوم دلالت دارد که مدیران تحت تأثیر فعالیتهای اجرائی شرکتهای رقیب ، سطح پرداخت سود تقسیمی را تعیین می کنند . مدیران فهمیده اند که برای

سهامداران ، سود تقسیمی مطلوب است و پرداخت یا افزایش سود تقسیمی سرمایه گذران را تسکین می دهد (فرانکفورتر و لین 1992) . همانگونه که فرانکفورتر و لین اشاره کردند تقسیم سود تا اندازه ای آرام کننده اضطراب سرمایه گذران است .

لینتنر(1956) در تحقیقی که از مدیران اجرائی و مالی شرکتها بعمل آورد ، مشاهده کرد که سیاست تقسیم سود یک متغیر تصمیم گیری بسیار تاثیرگذار است ؛ بدلیل اینکه مدیران اعتقاد دارند که تقسیم سود ثابت ، عکس العمل منفی سرمایه گذران را تسکین می دهد . تعیین دقیق سیاست تقسیم سود از این جهت حائز اهمیت است که سطح سود انباشته و پس

اندازها ، در نتیجه تصمیمات تقسیم سود معین می شود . دارلینگ (1957) ، فاما و بابیاک (1968) و تورنوسکی (1967) شواهدی یافتند که از یافته های لینتنر حمایت می کرد . سود تقسیمی تابعی از سطح سود گذشته و حال و سود مورد انتظار آتی است و ارتباط معکوسی با تغییر سطح فروش دارد . سود جاری 25 سال بعد از مطالعات لینتنر تعیین کننده اصلی سیاست تقسیم شرکتها بود . عوامل دیگری که بوسیله لینتنر در نظر گرفته نشده بودند نیز بر سیاست تقسیم سود تأثیرمی گذارد ( از جمله محدودیتهای قانونی ، حجم سرمایه گذاری ، بدهی و اندازه شرکت ) . از طرفی تغییرات در سیاست تقسیم سود شرکتها ، در نتیجه تاثیر عناصر درون زاد و برون زاد رخ می دهد .

مطالعات انجام شده بیکر و دیگران در خصوص مدیران مالی ، با نتایج لینتنر مطابقت داشت . مدیران مالی علاقمند به تداوم تقسیم سود اعتقاد دارند که قیمتهای سهام بوسیله سیاست تقسیم سود تحت تأثیر قرار می گیرد و طبقه بندی های متفاوتی که از جریانات نقدی شرکتها صورت می گیرد ، مهمترین عامل تعیین کننده سیاست تقسیم سود می باشد .
نگرش مدیریتی نسبت به مقوله سیاست تقسیم سود ، تا 30 سال پس از مطالعه لینتنر بدون تغییر باقی ماند . سود ، تقسیم و پرداخت می شود ، فقط بدین دلیل که سهامداران انتظار رشد سود تقسیمی را دارند و مدیران اعتقاد دارند که سرمایه گذران خواهان دریافت سود تقسیمی هستند ؛ مدیران اعتقاد دارند که پرداخت سود برای حفظ یا افزایش قیمت سهام و جذب سرمایه گذران جدید ضروری است . سیاست پرداخت سود تقسیمی بوسیله شاخصهائی از جمله ثبات ، سودآوری جاری شرکت ، انتظارات جریان نقدی آتی و میانگین صنعت تعیین می شود.

مدلهای تئوریکی رفتاری

فلدستین و گرین (1983) مدلی ارائه کردند که بر اساس آن تصمیمات سود تقسیمی شرکتها به 5 دلیل با اهمیت است :
اول ، سیاست تقسیم سود شرکتها از نیازهای مصرفی سرمایه گذاران منتج می شود . اگر سود حفظ شود ، بدهیهای مالیاتی مربوط به پرداخت سود کمتر از هزینه های مبادلاتی فروش سهام درآمد ایجادمی کند .
دوم ، ارزش بازار سود انباشته کمتر از ارزش بازار سود تقسیمی است .

سوم ، پرداخت سود تقسیمی با رشد مداوم و نسبت بهینه بدهی به حقوق صاحبان سهام سازگار است .
چهارم ، پرداخت سود تقسیمی محصول فرعی تفکیک مالکان شرکت و مدیران است . پرداخت سود تقسیمی به کاهش هزینه های نمایندگی حاصل از تفکیک مدیران و مالکان شرکت کمک می کند و برای فعالیتهای علامت دهی مورد استفاده قرار می گیرد .

سرانجام ، اگرچه عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه های نمایندگی در مدل حضوردارند ، لیکن الگوی مطرح شده به این نواقص بازار وابسته نیست .
مارش و مرتون (1986) مدل انتظارات منطقی سیاست تقسیم سود را بعنوان پاسخ یا عکس العمل مدیریت به تقسیم سود ثابت توسعه دادند به طوریکه سطح سود تقسیمی با استفاده از انتظارات آتی سود تعیین می شود . استفاده از سود تقسیمی بعنوان یک علامت با این مدل ناسازگار است .

در این تحقیق ، با تکیه بر مدل تعدیل کامل (FAM) ، سیاست تقسیم سود شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از پارامترهایی که در فرضیات تحقیق عنوان شده است مورد بررسی و تجزیه و تحلیل قرار می گیرد .
اساس مدل تعدیل کامل ، بر ثابت گرفتن تغییرات پارامترها و در نظر گرفتن یک ضریب کارکرد مطلوب برای هر شرکت واقع شده است . بر این اساس در مدل اولیه ، ارتباط بین تغییرات درآمد (خلق سود)(E) و تغییرات سود (D) شرکت i ، در زمان t به صورت زیر بیان می شود :

در پژوهش حاضر با استفاده از مدل تعمیم یافته FAM رابطه بین میزان سود تقسیمی(POR) با ساختار نقدینگی(L)، وضعیت سودآوری(E) و پراکندگی سهامداران (V) در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی خواهد شد.

در الگویی ساده تر نیز این ارتباط به شکل زیر برای هر شرکت در طی هر سال مورد بررسی قرار خواهد گرفت :

اطلاعات مورد نیاز تحقیق از اطلاعات موجود شرکتها در صورتهای مالی آنها و اطلاعات معاملات آنها از گزارشات بورس بدست آمده است . برای آزمون فرضیه ها با استفاده از الگوی تعمیم یافته FAM ، ضرایب متغیرها با استفاده از تکنیک داده های تابلویی (روش تحلیل مختلط داده ها) و روش حداقل مربعات تعمیم یافته (GLS) در بازه زمانی1380-1384 برای 98 شرکت نمونه تخمین زده می شود . داده های تابلویی برای ترکیب داده های سری زمانی و داده های مقطعی استفاده می شود
اهداف تحقیق عبارتند از
1- بررسی رابطه بین میزان سود تقسیمی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و ساختار نقدینگی آنها .
2- بررسی رابطه بین میزان سود تقسیمی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با وضعیت سودآوری آنها.
3- بررسی رابطه بین میزان سود تقسیمی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و پراکندگی سهامداران آنها.
روش تحقیق

داده های مورد بررسی از طریق اطلاعات مالی شرکتها و گزارشات منتشره بورس ، با استفاده از نرم افزارهای مالی مثل ره آورد نوین و تدبیرپرداز جمع آوری گردیده و از طریق مدلهای رگرسیونی ، سعی گردیده مدل استنتاج شده از فرضیات از طریق روش های اقتصاد سنجی تجزیه و تحلیل گردد .

با توجه به موضوع تحقیق میزان سود تقسیمی به عنوان متغیر وابسته و ساختار نقدینگی ، وضعیت سود آوری و پراکندگی سهامداران به عنوان متغیر مستقل در نظر گرفته می شوند . متغیرهای تحقیق به شرح زیر تعریف می شوند :

1- میزان سود تقسیمی : در این تحقیق ، میزان سود تقسیمی شرکتها با استفاده از رابطه زیر سنجیده می شود .
که در این رابطه ، DPS عبارت است از سود تقسیمی هر سهم و EPS عبارت است از سود هر سهم . و بدان معنی است که شرکت چند درصد از سود هر سهم را بین سهامداران توزیع نموده است . بدیهی است که هرچه این نسبت بزرگتر باشد نشاندهنده این است شرکت میزان بیشتری از سود اکتسابی را تقسیم نموده است .
2- ساختار نقدینگی :

در این تحقیق ساختار نقدینگی با استفاده از رابطه تقسیم جمع سرمایه گذاری کوتاه مدت و وجوه نقد بر دارائیهای جاری سنجیده می شود .

 

کلمات کلیدی :

مقاله کارائی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در ص

 

  مقاله کارائی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنعت سیمان با استفاده از مدل تحلیل پوششی داده ها و فرض بازدهی تحت فایل ورد (word) دارای 27 صفحه می باشد و دارای تنظیمات در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است

فایل ورد مقاله کارائی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنعت سیمان با استفاده از مدل تحلیل پوششی داده ها و فرض بازدهی تحت فایل ورد (word)   کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در استاندارد دانشگاه  و مراکز دولتی می باشد.

این پروژه توسط مرکز مرکز پروژه های دانشجویی آماده و تنظیم شده است

توجه : در صورت  مشاهده  بهم ریختگی احتمالی در متون زیر ،دلیل ان کپی کردن این مطالب از داخل فایل ورد می باشد و در فایل اصلی مقاله کارائی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنعت سیمان با استفاده از مدل تحلیل پوششی داده ها و فرض بازدهی تحت فایل ورد (word) ،به هیچ وجه بهم ریختگی وجود ندارد

---

بخشی از متن مقاله کارائی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنعت سیمان با استفاده از مدل تحلیل پوششی داده ها و فرض بازدهی تحت فایل ورد (word) :

کارائی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنعت سیمان با استفاده از مدل تحلیل پوششی داده ها و فرض بازدهی متغیر نسبت به مقیاس

 

چکیده:
در این تحقیق کارآیی شرکتهای سیمان پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با تکنیک تحلیل پوششی داده ها یا DEA وفرض بازدهی متغیر نسبت به مقیاس ارزیابی شده است. پس از تعیین ورودی ها و خروجی های شرکتها به عنوان متغیرهای تحقیق، کلیه واحدها مورد ارزیابی قرار گرفتند. تا کاراترین واحدها مشخص شوند. ارائه یک مدل تحلیل پوششی

داده ها جهت ارزیابی کارآیی شرکتهای سیمان پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران– تعیین کارایی نسبی ومازاد عوامل تولید و مقادیر بهینه نهاده ها و گروههای الگو ومرجع برای واحدهای ناکارا و رتبه بندی هر یک از شرکتهای سیمان پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی مورد بررسی وشناسایی واحدهای کارا و ناکارا از اهداف این پژوهش

بوده است. تجزیه و تحلیل متغیرهای این تحقیق با نرم افزارهای FRONTIER2 و WINQSB انجام شد. در این تحقیق نمی توان با بررسی نمونه نتایج را به جامعه تعمیم داد لذا کل جامعه آماری شامل تمامی شرکتهای سیمان پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در یک دوره ی زمانی از سال 84 تا 87 مورد بررسی قرار گرفت.روش تحقیقی که به کار گرفته شده است

از حیث هدف از نوع کاربردی و از نظر نحوه گردآوری داده ها از نوع میدانی – کتابخانه ای است. استفاده از یک مدل ریاضی برای ارزیابی کارایی می تواند بسیار مفید باشد و ابزار مناسبی برای ارزیابی شرکتهای سیمان در اختیار مدیران قرار دهد و نتیجه اینکه پس از تعیین کارایی نسبی واحدها و رتبه بندی هر یک از آنها تعیین شدکه برای مقایسه واحدها بهترین مدل، مدل BCC ورودی گرا می باشد.

 

واژگان کلیدی : شرکت های سیمان، تحلیل پوششی داده ها، واحدهای تصمیم گیری، ورودی ها، خروجی ها

1-مقدمه:
نظارت و ارزیابی موضوعی است که از زمان مطرح‌شدن نظریات کلاسیک مدیریت همواره مد‌‌نظر بوده‌است. به عبارت دیگر تمام نظریات مدیریت به نحوی به موضوع نظارت، کنترل و ارزیابی بها داده و آن را یکی از وظایف اساسی مدیریت دانسته‌اند. اما آنچه قابل ذکر است، تغییر نگرشی است که در این رابطه صورت گرفته‌است.
پس از انتقاد «کاپلن و نورتن» از اطلاعات سنتی حسابداری و مالی، مدل‌های بسیاری جهت ارزیابی کارایی معرفی گردید که علت آن نیز ناتوانی سیستم‌های ارزیابی کارایی سنتی و مالی در فراهم کردن اطلاعات مناسب و لازم برای تصمیم‌گیری مدیران بود. اما با وجود پیشرفت‌های قابل توجه در طراحی چهارچوب‌ها و سیستم‌های ارزیابی کارایی، بسیاری از شرکت‌ها هم‌چنان به شکلی ابتدایی بر شاخص‌های سنتی تکیه کرده‌اند.
از طرفی چهارچوب‌های مدرن و جدید، تنها مباحث مفهومی را بیان کرده و به ندرت به کاربردی کردن آن‌ها پرداخته‌اند و نیازی که هم‌اکنون در این زمینه وجود دارد، کار بیشتر برای عملیاتی کردن این مفاهیم کلی می‌باشد به‌طوری‌که بتوان برای هر سازمان، ارزیابی منحصر به فرد و مخصوص آن سازمان را انجام داد.
توسعه و گسترش وظایف دولت و به تبع آن سازمان‌های دولتی، امر ارزیابی کارایی آن‌ها را اجتناب‌ناپذیر ساخته است چرا که محدودیت منابع، سرعت و کیفیت ارائه کالاها و خدمات، تشدید رقابت و ضرورت انجام هدفمند امور، زمینه توجه به عملکرد این گونه سازمان‌ها را فراهم آورده است.

نظر به این‌که شرکت های سیمان دارای چندین ورودی و خروجی می‌باشند، ارزیابی کارایی آن‌ها از پیچیدگی خاصی برخوردار است و با توجه به استاندارد نبودن روش‌های کنونی ارزیابی که بیشتر مبتنی بر خروجی‌ها هستند، مقایسه واحدهای مختلف را تا حدودی غیرممکن ساخته است. متدولوژی تحلیل پوششی داده‌ها ، متدولوژی علمی وناپارامتری برای ارزیابی کارایی واحدها است که کاربرد‌های متعددی در سنجش کارایی واحدها داشته است. در این تحقیق، از این روش

برای اندازه‌گیری نسبی کارایی شرکت های سیمان پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران استفاده شده است. این تکنیک به مدیران کمک می‌کند تا این‌که ارزیابی درستی از واحدهای خود داشته و تصمیم‌های درست و منطقی جهت تخصیص بهینه منابع اتخاذ نمایند.

2- جامعه آماری و بازه زمانی تحقیق:
در این تحقیق جامعه ی آماری، شرکت های سیمان پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می باشد و با توجه به متغیر بودن تعداد آنها در بازه ی زمانی تحقیق یعنی سالهای 84 تا 87 در نهایت تعداد 20 واحد به عنوان جامعه آماری انتخاب شدند و کل جامعه تحت بررسی می باشد.

3-مبانی نظری و پیشینه تحقیق:
روش اندازه¬گیری کارایی از طریق عملی، براساس روش فارل (1957، Farrel) صورت گرفته است. فارل مقایسه قرار گیرد. این روش در برگیرنده مفاهیم تابع تولید مرزی است که به عنوان شاخصی برای اندازه¬گیری کارایی به کار می¬رود (Farrel.M.J ,1957 Part 3,81-253 )

موضوع تحلیل پوششی داده¬ها (Data Envelopment Analysis) به رساله دکتری رودز (Rhodes) با راهنمایی استاد راهنمایش آقای کوپر (Cooper) بر می¬گردد که عملکرد مدارس دولتی ایالات متحده امریکا را مورد ارزیابی قرار داد. این مطالعه منجر به چاپ اولین مقاله درباره معرفی عمومی روش تحلیل پوششی داده¬ها در سال 1978 گردید. در این سال روش تحلیل پوششی داده¬ها توسط Rhodes, Cooper, Charnes با جامعیت بخشیدن به روش فارل به گونه¬ای که خصوصیت فرایند تولید با چند عامل تولید و یا چند محصول را در بر گیرد به ادبیات اقتصادی اضافه گردید.

این روش عمدتاً به عنوان روش اندازه گیری کارایی در جهان شناخته شده است و در ضمن
اندازه¬گیری کارایی، نوع بازده به مقیاس تولید را نیز به تفکیک برای بنگاه¬ها ارائه می¬کند. با پیشرفت و تکامل روش فوق، در حال حاضر DEA یکی از حوزه¬های فعال تحقیقاتی در اندازه¬گیری کارایی بوده و به طور چشمگیری مورد استقبال پژوهشگران جهان قرار گرفته است.
4-مفاهیم نظری پایه:
کارایی به سه نوع کارایی فنی، کارایی تخصیصی و کارایی اقتصادی تقسیم می‌شود که به صورت چکیده به توضیح هر یک پرداخته می‌شود.

کارایی فنی : عبارت است از حداکثر تولید ممکن که می‌توان از مقدار مشخصی از عوامل تولید به‌دست آورد. اکثر مطالعاتی که قبل از دهه پنجاه میلادی انجام شده است، بر مبنای این نوع از کارایی بوده است .درکارایی فنی، تنها رسیدن به استفاده از همه منابع اهمیت دارد. به بیان دیگر، شرط کارآمد فنی بودن یک سازمان، این است که اتلاف منابع نداشته باشد وازهمه منابع ‌استفاده شده ‌باشد.

کارایی تخصیصی: نشان‌دهنده تخصیص بهینه عوامل موجود می‌باشد به‌ طوری که حداقل هزینه را برای بنگاه به‌همراه داشته باشد و یا می‌توان گفت که کارایی تخصیصی نتیجه به کارگیری نهاده‌ها به نسبت مناسب می‌باشد که موجب می‌شود هزینه تولید حداقل گردد

کارایی اقتصادی: این نوع از کارایی، حاصل کارایی فنی و کارایی تخصیصی است و معمولاً از حاصل ضرب کارایی فنی در کارایی تخصیصی حاصل می‌شود. طبق تعریف، کارایی اقتصادی را توانایی بنگاه در به‌دست آوردن حداکثر سود ممکن با توجه به قیمت و سطوح نهادها می‌دانند و در حقیقت کارایی اقتصادی، در صورتی تحقق می‌یابد که علاوه بر عدم اتلاف منابع، بهترین استفاده از آن‌ها صورت گیرد که این امر، معمولاً مستلزم انتخاب ترکیبی از نهاده‌ها است که کمترین هزینه را دربر داشته ‌باشد.

5-روش شناسی تحقیق:
5-1- روش تحلیل پوششی داده¬ها :
نظر به این‌که شرکت های سیمان دارای چندین ورودی و خروجی می‌باشند، ارزیابی کارایی آن‌ها از پیچیدگی خاصی برخوردار است و با توجه به استاندارد نبودن روش‌های کنونی ارزیابی که بیشتر مبتنی بر خروجی‌ها هستند، مقایسه واحدهای مختلف را تا حدودی غیرممکن ساخته است. متدولوژی تحلیل پوششی داده‌ها ، متدولوژی علمی وناپارامتری برای ارزیابی کارایی واحدها است که کاربرد‌های متعددی در سنجش کارایی واحدها داشته است. در این تحقیق، از این روش برای اندازه‌گیری نسبی کارایی شرکت های سیمان پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران استفاده شده است. این تکنیک به مدیران کمک می‌کند تا این‌که ارزیابی درستی از واحدهای خود داشته و تصمیم‌های درست و منطقی جهت تخصیص بهینه منابع اتخاذ نمایند.
5-2- مدل BCC: بنکر، چارنز و کوپر (1984)
در فرمول¬بندی مدل CCR، فرض شده که رابطه بین نهاده¬ها و ستاده¬ها از فرض بازده ثابت به مقیاس پیروی می¬کند. یعنی، مثلاً اگر نهاده¬ها دو برابر شوند؛ ستاده¬ها نیز دو برابر می¬شوند. در حالتی که ستاده¬ها، افزایش بیش از دو برابر یا کمتر از دو برابر داشته باشند، به ترتیب بازده آنها افزایشی یا کاهشی فرض می¬شود. در بسیاری از سازمان¬ها، فرض بازده به مقیاس ثابت برقرار نیست. فرض بازدهی ثابت به مقیاس، زمانی مناسب است که همه بنگاه¬ها در سطح بهینه عمل نمایند، ولی مسایل متفاوتی نظیر اثرات رقابتی، محدودیت¬ها، کارکردهای ضعیف مدیریتی و نظیر اینها باعث می¬شود که بنگاه¬ها در مقایس بهینه فعالیت نکنند، از این رو بنکر، چارنز و کوپر در سال 1984، مدل قبلی CCR را به گونه¬ای بسط دادند که بازدهی متغیر به مقیاس (VRS) را نیز در نظر بگیرد، که به مدل BCC که برگرفته از حرف اول نام آنها بود، معروف شد.
مدل ریاضی آن به صورت زیر می باشد:

آزاد در علامت W
مدل غیرخطی بالا با مساوی یک قرار دادن مخرج کسر تابع هدف، به یک مدل خطی تبدیل می¬شود. همانطور که ملاحظه می شود تفاوت این مدل با مدل CCR در وجود متغیر آزاد در علامت W می باشد. در مدل BCC علامت متغیر W بازده به مقیاس را برای هر واحد می¬تواند مشخص کند.
الف. W<0 باشد، نوع بازده به مقیاس، کاهشی است.

ب. W=0، بازده به مقیاس، ثابت است.
ج. W>0 بازده به مقیاس، افزایشی است.
5-3-اندازه¬گیری کارایی با فرض بازدهی متغیر نسبت به مقیاس :

چارنز، کوپر و رودز (CCR) در سال 1978 مدل خود را بر مبنای حداقل¬سازی عوامل تولید و با فرض بازدهی ثابت نسبت به مقیاس ارائه نمودند. در سال 1984 با ملحوظ کردن فرض بازدهی متغیر به مقیاس توسط بنکر، چارنزوکوپر (BCC) اندازه¬گیری کارایی به روش DEA بسط یافت. در این مقاله با توجه به اینکه مدل بازدهی متغیر نسبت به مقیاس جهت ارزیابی، انتخاب شده است، لذا به طور خلاصه این مدل در زیر آورده می شود:

بنکر، چارنز و کوپر (BCC, 1984) مدل قبلی (CCR) را به گونه¬ای بسط دادند که بازده متغیر نسبت به مقیاس را در بر گیرد. استفاده از فرض بازده ثابت نسبت به مقیاس، زمانی که تمام بنگاه¬ها درمقیاس بهینه فعالیت نمی¬نمایند، مقادیر محاسبه شده برای کارایی فنی تحلیل را دچار اختلال خواهد کرد. استفاده از بازده متغیر نسبت به مقیاس موجب می¬شود با محاسبه کارایی فنی برحسب مقادیر کارایی ناشی از مقیاس و کارایی ناشی از مدیریت، تحلیل بسیار دقیقی ارائه می¬گردد.

انجام این مهم در فرموله کردن مسئله دوگان در برنامه-ریزی خطی با فرض بازده ثابت نسبت به مقیاس به وسیله اضافه نمودن محدودیت NI’= 1 (قید محدب) به برنامه¬ریزی خطی قبلی محاسبات با فرض بازده متغیر نسبت به مقیاس انجام می¬شود.
MIN ,
-yi + Y 0
xi-X 0
NI’ = 1
0
مدل اخیر با قید بازده متغیر نسبت به مقیاس مشخص نمی¬کند که آیا بنگاه در ناحیه بازده صعودی یا نزولی مقیاس فعالیت می¬کند. این مهم در عمل با مقایسه قید بازده غیرصعودی نسبت به مقیاس (NI’ 1) صورت می¬گیرد:
Min
به طوری که:
-yi + Y 0
xi-X 0
NI’ 1
0
به عبارت دیگر ماهیت نوع بازده در عدم کارایی مقیاس برای یک بنگاه خاص با مقایسه مقدار کارایی فنی در حالت بازده متغیر نسبت به مقیاس، تعیین می¬شود، بدین صورت که اگر این دو با هم مساوی باشند آنگاه بنگاه موردنظر با بازده نزولی نسبت به مقیاس مواجه می¬باشد در غیر این صورت شرط بازده صعودی نسبت به مقیاس برقرار است.
همانطور که نمودار 12 نیز نشان می دهد، منحنی تابع تولید مرزی بازده نسبت به مقیاس (VRS) در طرف راست منحنی بازده ثابت نسبت به مقیاس (CRS) قرار می¬گیرد و نواحی صعودی، ثابت و نزولی مقیاس تولید را در بر دارد. این منحنی مرزی کارا (EABCD) مشابه منحنی تولید کل (TP) است که در متون اقتصادی ارائه شده است. میزان کارایی فنی بنگاه K (طبق مدل CCR) با فرض بازده ثابت نسبت به مقیاس برابر HI/HK می¬باشد. در حالت بازده متغیر نسبت به مقیاس مدل (BCC) کارایی فنی به کارایی مقیاس (HI/HJ) و کارایی مدیریت (HJ/HK) قابل تفکیک می¬باشند.
به طوری که:
(HI/HK) = (HJ / HK) × (HI/HJ)

کارایی مقیاس × کارایی مدیریت = کارایی فنی
در فرموله کردن تحلیل پوششی داده¬ها بایستی ابتدا در مورد مبنای حداقل سازی عوامل تولید و یا حداکثرسازی محصول تصمیم¬گیری نمود. شایان ذکر است که در روش تحلیل پوششی داده¬ها مدل را می¬توان براساس حداقل سازی عوامل تولید و یا حداکثرسازی محصول مشخص نمود که در حالت بازده ثابت نسبت به مقیاس (مدل CCR) هر دو نوع جهت¬گیری برای مدل (براساس حداقل سازی عوامل تولید و یا حداکثر سازی محصول) مقادیر یکسانی را برای کارایی فنی ارائه می-نماید ولی در حالت کلی چنین امری مصداق نخواهد داشت.

همانطوری که شکل نشان می¬دهد در حالت کلی میزان کارایی (HI/HK) در شرایط حداقل¬¬سازی عوامل تولید و میزان کارایی (NK/NM) در شرایط حداکثرسازی محصول یکسان نمی¬باشد. در حالت بازده ثابت نسبت به مقیاس تولید این دو نسبت (دو کارایی) معادل می¬باشند (HI/HK = NK/NM) ولی در حالت بازده متغیر نسبت به مقیاس، مقادیر کارایی براساس حداکثرسازی محصول مساوی مقدار کارایی براساس حداقل¬سازی عوامل تولید نخواهد بود، زیرا در حالت بازده متغیر نسبت به مقیاس منحنی VRS به جای CRS مورد توجه قرار می¬گیرد.

 

نمودار (1) تفکیک کارایی فنی از کارایی ناشی از مدیریت و کارایی ناشی از مقیاس

6-تجزیه و تحلیل داده ها:
مدل مناسب جهت ارزیابی کارایی، بر مبنای حداقل سازی عوامل تولید می باشد. بهینه سازی بر مبنای مینیمم نمودن عوامل تولید و نهاده ها، بطور خودکار و اتوماتیک منجر به بهینه سازی و ماکزیمم نمودن خروجی و ستانده ها نیز می شود. در این مقاله نیز که مورد مطالعاتی، شرکتهای سیمان پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می باشد، تجزیه و تحلیل داده ها و ارزیابی کارایی و رتبه بندی واحدها بر مبنای روش حداقل سازی عوامل تولید و بر پایه روش بازدهی متغیر به مقیاس انجام می گیرد.
بنابراین در این تحقیق نتایج بر اساس حداقل سازی عوامل تولید و ورودی محور محاسبه شده است. در این مقاله نهاده ها عبارتند از: مجموع داراییها، هزینه های عملیاتی و تعداد پرسنل، و ستانده ها نیز شامل درآمدهای عملیاتی، سود و زیان خالص ، مقدار تولید سیمان سیاه و مقدار تولیدکلینکر می باشند که میانگین تمام نهاده ها و ستانده های جامعه آماری تحقیق که تعداد 20 واحد می باشند در جدول زیر ارائه شده اند. نرم افزار مورد استفاده جهت تجزیه و تحلیل متغیرهای تحقیق، نرم افزارهای WINQSBو2 FRONTIER می باشد.
جدول(1) ورودی ها و خروجی های تکنیک DEA
میزان دارائیها(ارقام به میلیون ریال) هزینه های عملیاتی(ارقام به میلیون ریال) تعداد پرسنل(ارقام به تعداد) مجموع درآمدهای عملیاتی(ارقام به میلیون ریال) سود و زیان خالص(ارقام به میلیون ریال) مقدار تولید سیمان سیاه(ارقام به تن) مقدار تولید کلینگر(ارقام به تن)
بهبهان 12052 20238 571 123928 35264 652075 662466
اصفهان 268117 7350 573 166432 53627 959520 944684
ایلام 163427 7739 427 104924 17260 370000 200090
اردبیل 189082 9463 379 147373 47855 776653 819765
بجنورد 293892 6240 336 165598 58980 706558 687870
آبیک 2898197 44177 577 952514 549702 2517913 2152975
کردستان 514966 11499 399 244945 101821 756200 621381
فارس نو 1167344 29402 271 546185 305214 1102651 1072655

دشتستان 894870 23356 274 539681 271703 1161040 1184157
دورود 453123 50547 936 457107 161951 500073 419000
فارس 372787 25361 346 242900 69999 500009 230000
قاین 3310206 10570 361 357719 189043 500624 315000

غرب 1390619 44939 304 293138 48677 570367 50376
هگمتانه 2005922 34937 501 544127 151143 548200 1151208
شمال 2300749 14853 440 341633 26646 534000 200055
صوفیان 1984786 54230 671 668342 264004 955239 541325
سپاهان 4235214 116909 1212 1127412 507417 1759172 852631

ارومیه 1268999 8499 413 437330 245718 1096063 937879
شاهرود 1745961 16821 387 353651 141315 843700 995275
مازندران 2508473 38375 314 715831 294396 976304 584231

6-1-محاسبه کارایی با فرض بازدهی متغیر به مقیاس (VRS) و نوع بازدهی آنها:
نوع کارایی که تا به حال مطرح شد دارای بازده به مقیاس ثابت بود. بازده به مقیاس مفهومی است که به نرخ تغیییر خروجی نسبت به نرخ تغییر ورودی مربوط می شود. به طور دقیقتر
1 اگر در یک تکنولوژی تولید، a برابر شدن ورودی ها منجر بهa برابر شدن خروجی ها گردد گوییم که بازده به مقیاس ثابت است.
2 اگر در یک تکنولوژی تولید a برابر شدن ورودهای منجر به b برابر شدن خروجی ها گردد به طوری که b>a، گوییم که بازده به مقیاس کاهشی است.
3 اگر در یک تکنولوژی تولید a برابر شدن ورودی ها منجر به افزایش یا کاهش متناسبی در خروجی ها در واحدهای مختلف نگردد، گوییکه بازده به مقیاس متغیر است.
در این قسمت میزان کارایی هر یک از واحدها را در حالت بازده متغیر به مقیاس VRS بدست می‏آوریم.

جدول(2) کارایی با فرض بازدهی متغیر به مقیاس VRS

ردیف نام بنگاه ها (DMUs) کارایی مقیاسی
(scale) کارایی مدیریتی (vrste) کارایی فنی (crste) میانگین کارایی نوع بازدهی
بهبهان 1 1 1 1
–
2 اصفهان 1 1 1 1
–
3 ایلام 0844 1 0844 0896
Irs
4 اردبیل 1 1 1 1
–
5 بجنورد 1 1 1 1
–
6 آبیک 1 1 1 1
–
7 کردستان 0839 0840 0999 0893
Drs
8 فارس نو 1 1 1 1
–
9 دشتستان 1 1 1 1
–
10 دورود 1 1 1 1
–
11 فارس 0880 1 0880 092
Irs
12 قاین 0839 1 0839 0893
Irs
13 غرب 0472 0891 0530 0631
Irs
14 هگمتانه 0620 0627 0989 0745
Drs
15 شمال 0624 0774 0806 0735
Irs
16 صوفیان 0552 0761 0725 0679
Drs
17 سپاهان 0469 1 0469 0646
Drs
18 ارومیه 1 1 1 1
–
19 شاهرود 0858 0868 0989 0905
Irs
20 مازندران 1 1 1 1
–
همانطور که می بینید، واحدهای غرب، هگمتانه، شمال، صوفیان و سپاهان کارایی زیر 08 دارند که این واحدها را ناکارا معرفی می کند.

6-2-مازاد عوامل تولید واحدها در حالت بازده متغیر به مقیاس:
مازاد تولید واحدها، مقادیری هستند، که اگر این مقادیر نیز اگر نبودند، واحدها می توانستند به همین کارایی که اکنون دارا هستند نائل آیند.
جدول(3) مازاد عوامل تولید واحدها با فرض بازدهی متغیر به مقیاس VRS
میزان دارائیها مجموع هزینه های عملیاتی تعداد پرسنل
بهبهان 000000 000000 000000
اصفهان 000000 000000 000000
ایلام 000000 000000 000000
اردبیل 000000 000000 000000
بجنورد 000000 000000 000000
آبیک 000000 000000 000000
کردستان 000000 000000 976692
فارس نو 000000 000000 000000
دشتستان 000001 000000 000000
دورود 000000 000000 000000
فارس 000000 000000 000000
قاین 001783 000000 000000
غرب 7231964821 1065875329 000000
هگمتانه 19134487024 000000 000000
شمال 000000 000000 000000
صوفیان 000000 526257155 000000
سپاهان 000000 000000 000000
ارومیه 000000 000000 000000
شاهرود 61149991011 000000 000000
مازندران 000001 000000 000000

 

نمودار (2) نمودار میله ای مازاد عوامل تولید واحدها با فرض بازدهی متغیر به مقیاس VRS
همانطور که در این نمودار مشاهده می شود، کارخانه شاهرود دارای بیشترین مجموع دارائیهای مازاد می باشد.
مازاد میزان دارائیها
این نمودار نشان می دهد که کارخانه های غرب، هگمتانه و شاهرود دارای مازاد میزان دارائی ‏ها هستند.
مازاد مجموع هزینه های عملیاتی
در مورد ورودی مجموع هزینه های عملیاتی واحدهای غرب و صوفاین دارای مازاد هزینه هستند که می توانند بدون انجام دادن این هزینه ها به همین کارایی هایی که اکنون دارند – و در جدول قبل به آنها اشاره شده است – نائل شوند، پس با درنظر گرفتن کارایی ثابت، این هزینه ها لازم نیست.
6-3-محاسبه مقادیر بهینه نهاده ها در حالت بازده متغیر به مقیاس VRS
جدول(4) مقادیر بهینه نهاده ها در حالت بازده متغیر به مقیاس VRS
میزان دارائیها مجموع هزینه های عملیاتی تعداد پرسنل
بهبهان 1205200000 2023800000 57100000
اصفهان 26811700000 735000000 57300000
ایلام 16342700000 773900000 42700000
اردبیل 18908200000 946300000 37900000
بجنورد 29389200000 624000000 33600000

 

کلمات کلیدی :

مقاله بررسی تاثیر عوامل جمعیت شناختی و سرمایه اجتماعی بر موفقیت

 

  مقاله بررسی تاثیر عوامل جمعیت شناختی و سرمایه اجتماعی بر موفقیت شغلی کارکنان دانشگاه آزاداسلامی تبریز تحت فایل ورد (word) دارای 14 صفحه می باشد و دارای تنظیمات در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است

فایل ورد مقاله بررسی تاثیر عوامل جمعیت شناختی و سرمایه اجتماعی بر موفقیت شغلی کارکنان دانشگاه آزاداسلامی تبریز تحت فایل ورد (word)   کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در استاندارد دانشگاه  و مراکز دولتی می باشد.

این پروژه توسط مرکز مرکز پروژه های دانشجویی آماده و تنظیم شده است

توجه : در صورت  مشاهده  بهم ریختگی احتمالی در متون زیر ،دلیل ان کپی کردن این مطالب از داخل فایل ورد می باشد و در فایل اصلی مقاله بررسی تاثیر عوامل جمعیت شناختی و سرمایه اجتماعی بر موفقیت شغلی کارکنان دانشگاه آزاداسلامی تبریز تحت فایل ورد (word) ،به هیچ وجه بهم ریختگی وجود ندارد

---

بخشی از متن مقاله بررسی تاثیر عوامل جمعیت شناختی و سرمایه اجتماعی بر موفقیت شغلی کارکنان دانشگاه آزاداسلامی تبریز تحت فایل ورد (word) :

بررسی تاثیر عوامل جمعیت شناختی و سرمایه اجتماعی بر موفقیت شغلی کارکنان دانشگاه آزاداسلامی تبریز

چکیده :
تحقیقات اولیه درباره مسیر شغلی و پیشرفت شغلی نوعا در ارتباط با بررسی ویژگیهای جمعیت شناختی و عوامل شخصی و موفقیت شغلی بوده است. به عنوان مثال ، عوامل جمعیت شناختی مانند سن، وضعیت تاهل و عوامل شخصی مانند تحصیلات و تجربه به عنوان تعیین کننده ها ی قوی موفقیت شغلی شناخته شده بودند شواهد تجربی اخیر نیز از این ایده که ویژگیهای اجتماعی – جمعیت شناختی(سن و جنسیت) به عنوان پیش گویی کننده ها ی اساسی یا قوی موفقیت شغلی هستند، حمایت می کند . در این تحقیق سعی شده است علاوه بر تعیین تاثیر ویژگیهای جمعیت شناختی بر موفقیت شغلی ، تاثیر سرمایه اجتماعی بر موفقیت شغلی نیز مورد برسی قرار گیرد.

برای این منظور از پرسشنامه استفاده گردید و روایی و پایائی مقیاس ها احراز شد . یک نمونه 243 نفری از بین کارکنان دانشگاه آزاد اسلامی تبریز را انتخاب کرده و میزان موفقیت شغلی عینی و ذهنی آنان را مورد بررسی قرار داده شد که نتایج بدست آمده عبارتند از:1- بین سرمایه اجتماعی و موفقیت شغلی ذهنی رابطه معنی دار و مستقیم وجود دارد .2-بینسرمایه اجتماعی و موفقیت شغلی عینی رابطه معنی دار و مستقیم وجود دارد .3-بین سن و موفقیت شغلی عینی رابطه معنی دار وجوندارد .4-بین سن و موفقیت شغلی ذهنی رابطه معنی داری وجود ندارد .5- اختلاف نمره های موفقیت شغلی عینی براساس جنسیت معنی داراست .6- اختلاف نمره های موفقیت شغلی ذهنی براساس جنسیت معنی دار نیست .

واژگان کلیدی:سرمایه انسانی،سرمایه اجتماعی،سرمایه عاطفی،موفقیت شغلی عینی،موفقیت شغلی دهنی

 

مقدمه
بر طبق گفته پیتر دراکر ( 1993 )، قرن بیست ویکم، قرن اقتصاد دانشی است . در این اقتصاد، دارایی های فکری و بخصوص سرمایه های انسانی جزو مهم ترین داراییهای سازمانی محسوب می شود و موفقیت بالقوه سازمان ها ریشه در قابلیت های فکری آنها دارد. همچنین سرمایه انسانی برای مالکین سرمایه یعنی کارکنان سازمان ها نیز به عنوان یک دارایی ارزشمند محسوب می شود که می تواند موفقیت آنها را نیز به طور فزاینده ای تحت تاثیر قرار دهد ازدیدگاه سرمایه انسانی ، آنچه برای پیامدهای شغلی حیاتی است ، سرمایه گذاری فرد در سرمایه انسانی اش است . زیرا سرمایه گذاری، بهره وری را افزایش می دهد و پادا شهای بیرونی از سوی سرپرستان مانند اضافه حقوق یا ارتقا را در پی خواهد داشت .
عامل دیگر سرمایه اجتماعی است . سرمایه اجتماعی به شبکه ها یی از ارتباطات گفته می شود که دسترسی به منابع افراد درون شبکه ممکن می سازد این سرمایه در رابطه را بین افراد و حدی که آنها می توانند برای دستیابی به روابط کاری و پیامدهای شغلی مثبت به منابع قدرت درسازمان متصل و جایگاهی مناسب در شبکه اجتماعی کسب نمایند، شناسایی می شود. بنابراین افراد دارای سرمایه انسانی بالاتر معمولا تمایل دارند دوستانی در پست های نفوذی در سازمان داشته باشند تا از این طریق فرصت های جدیدی بدست آورند.

دانش تخصصی و وجود یک شبکه قوی از روابط دوستی ، برای دستیابی به موفقیت شغلی، کافی نیست . از این رو افراد به نوع دیگری از سرمایه یعنی سرمایه عاطفی نیز نیاز دارند. در تحقیقات مختلف از آن تحت عنوان هوش یا دانش عاطفی نیز یاد می شود.ازاین رو مدل های مختلف سرمایه عاطفی در پی مفهوم سازی و عملیاتی نمودن این سازه هستند . اما آنچه در ادبیات معمول از سرمایه عاطفی مفهوم سازی شده است، ترکیب متغیرهای شخصیتی، انگیزشی و مهارت ارتباطی نظیر

اعتماد به نفس ، صداقت ، ابتکار و نفوذ می باشد. شایان ذکر است که در تحقیقات مختلف ، ارتباط هوش عاطفی بانتایج سازمانی مانند کسب مقام سرپرستی ، مهارت های رهبری و عملکرد شغلی به اثبات رسیده است به طورکلی،افراد بمنظور انتقال دانش) سرمایه انسانی ( و برقراری روابط ) سرمایه اجتماعی ( جهت انجام عملیات اثربخش نیاز به اعتماد به نفس برمبنای عزت نفس ، شجاعت و انطباق پذیری) سرمایه عاطفی( دارند. و به این طریق می توانند به موفقیت شغلی برسند .

با توجه به تحولات وتغییرات صورت گرفته در قرن اخیر، امروزه کارکنان خواستار استقلال عمل درکار وانعطاف پذیری بیشتر شده اند وبه تعبیر دیگر رابطه بالغ-بالغ در حال ظهور و شکل گیری است یکی از اندیشمندان مدیریت به نام لیندا گراتون، برای ترسیم این وضعیت جدید از استعاره انقلاب دموکراتیک در محیط کاری استفاده می کند که حول چند اصل اساسی بوجود می آیند: ایجاد شرایطی که در آن افراد بتوانند توانایی بالقوه وکیفیت های متمایز خود را بیان کنند، حمایت از استفاده اختیاری از قدرت، مداخله افراد در تعیین شرایط ارتباط شان باسازمان و نهایتاتوسعه فرصت برای دسترسی به منابع ارزشمند(نیازی، 1382، 59).

امروزه کسانی که قابلیت سرمایه انسانی بالایی دارند، از عواطف خود به درستی بهره جسته و از سرمایه اجتماعی برخوردار بوده و به طور گسترده ای سرنوشت سازمانی و به عبارتی توسعه مسیر شغلی خود را در کنترل خود دارند. امروزه با توجه به استعاره نردبان ترقی یا مسیر شغلی، به زعم اغلب کارکنان، بالا رفتن از نردبان، یعنی موفقیت.طبق گفته فرید من درادبیات شغلی یا حرفه ای، موفقیت شغلی به ابعاد درونی و بیرونی تفکیک می شود موفقیت عینی یا بیرونی، بخش قابل مشاهده موفقیت شغلی را نشان می دهد. و به نتایج شغلی قابل مشاهده مانند پرداختی ها، رتبه و مقام اشاره دارد. اما موفقیت شغلی درونی، عناصر ذهنی موفقیت شغلی را نشان می دهد و به احساسات افراد و واکنش آنها نسبت به مسیر شغلی شان مربوط است و همواره از طریق موفقیت روانشناختی مانندرضایت شغلی، تعهد شغلی و سازمانی شناسایی می شود(حاجی کریمی، 1386، 65).

با توجه به پیشینه تحقیقات انجام گرفته در زمینه موفقیت شغلی، به طور کلی سرمایه های انسانی، اجتماعی دراکثر تحقیقات و سرمایه عاطفی به تازگی در این زمینه مورد سنجش قرارگرفته است. افراد به منظور انتقال دانش ( سرمایه انسانی ) و برقراری روابط ( سرمایه اجتماعی ) جهت انجام عملیات اثربخش نیاز به اعتماد به نفس بر مبنای عزت نفس، شجاعت و انطباق پذیری ( سرمایه عاطفی) دارند(همان منبع، 68).این سه سرمایه مذکور می توانند با همدیگر بر روی موفقیت شغلی افراد تاثیر بگذارند.به دلیل اینکه موفقیت شغلی کارکنان دانشگاه از لحاظ اینکه این سازمان محل تولید دانش و علم و محلی که سازنده انسان است، از اهمیت بالایی برخوردار بوده و می توانند به رویکردهای علمی در جهت افزایش موفقیت شغلی گام بردارند.

لذا دراین تحقیق روابط بین این سه سرمایه و تاثیر آنها بر روی موفقیت شغلی کارکنان دانشگاه آزاد تبریز مورد بررسی قرار گرفته است.

ترکیب سرمایه عاطفی ، سرمایه اجتماعی و انسانی مبنایی برای ساخت روابط قوی و حمایتی بوجود می آورد و برای افزایش شجاعت، کارآفرینی و افزایش بهره وری در سازمان ضروری است(نیازی، 1382، 127). با عنایت به موارد مذکور انتظار می رود در سازمانی که خود محل تولید علم و دانش است، رویکرد علمی در پیش گرفته و به کارکنان خود به عنوان سرمایه های اصلی سازمان توجه ویژه ای نماید تا موجبات موفقیت شغلی در این سازمان به وقوع بپیوندد. لذا این تحقیق در نظر دارد که به برسی تاثیر گذاری سه شکل سرمایه انسانی، اجتماعی و عاطفی بر روی موفقیت شغلی، کارکنان دانشگاه بپردازد.

هر تحقیقی برای دستیابی به هدف و منظور خاصی صورت می گیرد، این هدف در واقع خود را در پرسش آغازی نمایان می سازد و از طریق بیان آن آشکار می شود(خاکی،1378).

اهداف این تحقیق شامل موارد مطروحه ذیل می باشد.
هدف کلی تحقیق تعیین تاثیر سرمایه انسانی، اجتماعی و عاطفی در موفقیت شغلی کارکنان دانشگاه آزاد تبریز می باشد و اهداف فرعی عبارتند از
1-تعیین تاثیر سرمایه انسانی بر موفقیت شغلی ذهنی کارکنان دانشگاه آزاد تبریز
2-تعیین تاثیر سرمایه انسانی بر موفقیت شغلی ذهنی کارکنان دانشگاه آزاد تبریز
3-تعیین تاثیر سرمایه اجتماعی بر موفقیت شغلی ذهنی کارکنان دانشگاه آزاد تبریز
4-تعیین تاثیر سرمایه اجتماعی بر موفقیت شغلی عینی کارکنان دانشگاه آزاد تبریز
5-تعیین تاثیر سرمایه عاطفی بر موفقیت شغلی ذهنی کارکنان دانشگاه آزاد تبریز
6-تعیین تاثیر سرمایه عاطفی بر موفقیت شغلی عینی کارکنان دانشگاه آزاد تبریز
روش تحقیق:
روشی که در این تحقیق انتخاب شده است از آنجایی که هدف پژوهش تعیین روابط علی میان متغیرهای سرمایه انسانی و موفقیت شغلی می باشد، از این رو، تحقیق حاضر ، از نظر نحوه گردآوری اطلاعات، توصیفی – همبستگی می باشد .
جامعه آماری این تحقیق شامل کارکنان دانشگاه آزاد اسلامی واحد تبریز است که در مجموع 662 نفر می باشد .
در این تحقیق حجم نمونه کارکنان بر اساس فرمول کوکران و به شرح ذیل محاسبه گردید :
n : حجم نمونه کارکنان،N = 662 حجم جامعه آماری،T = 1/96 ،P = %5 نسبت وجود صفت مورد مطالعه است،Q = %5،d =% 05 خطای قابل قبول

پس از بدست آمدن حجم نمونه برای بدست آوردن دقیق نمونه آماری به تعداد243 نفر، نوبت به نمونه گیری از جامعه آماری رسید . از انجائیکه کارکنان دانشگاه آزاد اسلامی واحد تبریز 1 حوزه ریاست و 6 حوزه معاونت (معاونت اداری و مالی ، معاونت دانشجویی ، معاونت آموزشی ، معاونت پژوهشی، معاونت فرهنگی و معاونت عمرانی ) مشغول ارائه خدمت به دانشجویان و اساتید می باشند ، لذا در انتخاب نمونه آماری سعی بر این شد که از هر حوزه تعدادی به عنوان نمونه اتخاب گردند تا نمونه آماری معرف کل جامعه باشد . بنابر این روش نمونه گیری در این پژوهش از نوع نمونه گیری تصادفی طبقه ای می باشد .

در این تحقیق برای جمع آوری داده ها به منظور اندازه گیری تاثیر مدیریت سرمایه انسانی ، اجتماعی و عاطفی در موفقیت شغلی کارکنان دانشگاه آزاد اسلامی واحد تبریز از پر سشنامه موفقیت شغلی هرزبرگ و سرمایه ها و نیازهای کاری جوردن استفاده شده است .

بخش اول پرسشنامه اطلاعاتی راجع به سن ، جنیست ، سابقه خدمت، میزان تحصیلات ، وضعیت تاهل و محل اشتغال آزمودنیها را در اختیار محقق قرار داد .بخش دوم پرسشنامه حاوی 78 سؤال بسته است که مؤلفه های موفقیت شغلی ذهنی و عینی(بیست و شش سوال) وسرمایه های انسانی و اجتماعی و عاطفی(پنجاه و دو سوال) را اندازه گیری کرد بطوریکه در این پرسشنامه برای هر مولفه موفقیت شغلی ذهنی ، هشت سوال ، موفقیت شغلی عینی هیجده سوال ، سرمایه انسانی پانزده سوال ، سرمایه اجتماعی بیست و یک سوال ، سرمایه عاطفی شانزده سوال در نظر گرفته شده است که پاسخ دهندگان میزان موافقت خود در مورد هر یک از گزینه ها را با زدن علامت روی هر یک از درجات 1 الی 7 نشان دادند.1 مربوط به کمترین موافقت و 7 مربوط به یشترین موافقت است.

 

تجزیه و تحلیل داده ها
الف)تجزیه و تحلیل توصیف داده ها
این قسمت شامل اطلاعات زمینه ای در مورد سن، سابق خدمت، جنسیت ، وضعیت تأهل، میزان تحصیلات، محل اشتغال کارکنان ،توزیع پراکندگی موفقیت شغلی ذهنی ،عینی و سرمایه انسانی ،اجتماعی و عاطفی می باشد.
توزیع فراوانی جنسیت:براساس اطلاعات 5/58 درصد از افراد مورد مطالعه مذکر و 5/41 درصد افراد مونث هستند که بیشترین فراوانی مربوط به مردان است .
توزیع فراوانی وضعیت تاهل:براساس اطلاعات 4/21 درصد از افراد مورد مطالعه مجرد و 6/78 درصد متاهل هستند که بیشترین فراوانی مربوط به افراد متاهل است .
توزیع فراوانی اخرین مدرک تحصیلی:براساس اطلاعات 6/3 درصد از افراد مورد مطالعه دیپلم ، 1/12 درصد فوق دیپلم ، 4/71 درصد لیسانس ، 9/12 درصد فوق لیسانس و بالاتر است که بیشترین فراوانی مربوط به افرادی است که مدرک تحصیلی لیسانس دارند .
توزیع فراوانی حوزه محل اشتغال:براساس اطلاعات 1/10 درصد از افراد مورد مطالعه حوزه ریاست ، 3/25 معاونت آموزشی ، 2/18 معاونت دانشجویی ، 2/19 معاونت پژوهشی ، 2/20 درصد معاونت اداری و مالی ، 1 درصد معاونت فرهنگی و 1/6 درصد معاونت عمرانی می باشد که بیشترین فراوانی مربوط به حوزه معاونت آموزشی است
توزیع پراکندگی سن:براساس اطلاعات 06/37 با انحراف استاندارد 06/7 می باشد بطوریکه حداقل سن 23 و حداکثر 55 است .
توزیع پراکندگی سابقه خدمت: براساس اطلاعات میانگین سابقه خدمت برابر 41/12 با انحراف استاندارد 01/7 می باشد بطوریکه حداقل سابقه خدمت 1 سال و حداکثر 28 سال می باشد .
توزیع پراکندگی موفقیت شغلی ذهنی:براساس اطلاعات میانگین موفقیت شغلی ذهنی برابر 37/68 با انحراف استاندارد 98/13 می باشد بطوریکه حداقل موفقیت برابر 37/20 و حداکثر 4/94 می باشد . ضریب کجی برابر 755/.- =SK است که نشان می دهد موفقیت شغلی ذهنی اکثر افراد بالاتر از میانگین است . ضریب کشیدگی 84 / است که بیانگر اختلاف پایین افراد از نظر موفقیت شغلی ذهنی است .
توزیع پراکندگی موفقیت شغلی عینی : براساس اطلاعات میانگین موفقیت شغلی عینی برابر 74/66 با انحراف استاندارد 33/21 بدست آمده است بطوریکه حداقل 37/20 و حداکثر 44/94 است در واقع ضریب کجی برابر 838/0 – = SK است که بیانگر کجی منفی موفقیت شغلی عینی در افراد مورد مطالعه است .
توزیع پراکندگی سرمایه اجتماعی :براساس اطلاعات میانگین سرمایه اجتماعی برابر 94 /69 با انحراف استاندارد 39/15 بدست آمده است بطوریکه حداقل 70/12 و حداکثر 24/95 است در واقع ضریب کجی برابر 234/1 – = SK است که بیانگر کجی منفی سرمایه اجتماعی است . که نشان می دهد سرمایه اجتماعی اکثر افراد بالاتر از میانگین می باشد .
توزیع پراکندگی سرمایه انسانی : براساس اطلاعات میانگین سرمایه انسانی برابر 54/64 با انحراف استاندارد 93/14 بدست آمده است بطوریکه حداقل 44/14 و حداکثر 89/98 است در واقع ضریب کجی برابر 853/ – = SK است که بیانگر کجی منفی سرمایه انسانی است . که نشان می دهد سرمایه انسانی اکثر افراد بالاتر از میانگین می باشد .

توزیع پراکندگی سرمایه عاطفی :براساس اطلاعات میانگین سرمایه عاطفی برابر 79/48 با انحراف استاندارد 12/10 بدست آمده است بطوریکه حداقل 75/18 و حداکثر 88/71 است در واقع ضریب کجی برابر 035/0 – = SK است کد بیانگر کجی منفی سرمایه عاطفی است . که نشان می دهد سرمایه عاطفی اکثر افراد بالاتر از میانگین می باشد .
ب)تجزیه و تحلیل استنباطی داده ها

در این بخش با استفاده از آزمونهای مناسب آماری به پاسخگویی فرضیات پژوهش می پردازیم .
فرضیه اول : سرمایه انسانی بر موفقیت شغلی ذهنی کارکنان دانشگاه آزاد تبریز تاثیر دارد.
همبستگی بین موفقیت شغلی ذهنی و سرمایه انسانی : براساس اطلاعات ضریب همبستگی پیرسون بین موفقیت شغلی ذهنی و سرمایه انسانی 306/0 = r و 000/0 = P بدست آمده است و چون سطع معنی داری از 05/0 کوچکتر است در نتیجه بین موفقیت شغلی ذهنی و سرمایه انسانی رابطه معنی دار و مستقیم وجود دارد .

فرضیه دوم : سرمایه انسانی بر موفقیت شغلی عینی کارکنان دانشگاه آزاد تبریز تاثیر دارد.
همبستگی بین موفقیت شغلی عینی و سرمایه انسانی : براساس اطلاعات ضریب همبستگی پیرسون بین موفقیت شغلی عینی و سرمایه انسانی 248/0 = r و 000/0 = p بدست آمده است و چون سطح معنی داری از 05/0 کوچکتر است در نتیجه بین موفقیت شغلی عینی و سرمایه انسانی رابطه معنی دار و مستقیم وجود دارد .

فرضیه سوم : سرمایه اجتماعی برموفقیت شغلی ذهنی کارکنان دانشگاه آزاد تبریز تاثیر دارد.
همبستگی بین موفقیت شغلی ذهنی و سرمایه اجتماعی : براساس اطلاعات ضریب همبستگی پیرسون بین موفقیت شغلی ذهنی و سرمایه اجتماعی 504 /0 = r و 000/0 = p بدست آمده است و چون سطح معنی داری از 05/0 کوچکتر است در نتیجه بین موفقیت شغلی ذهنی و سرمایه اجتماعی رابطه معنی دار و مستقیم وجود دارد .
فرضیه چهارم : سرمایه اجتماعی برموفقیت شغلی عینی کارکنان دانشگاه آزاد تبریز تاثیر دارد .

همبستگی بین موفقیت شغلی عینی و سرمایه اجتماعی : ضریب همبستگی پیرسون بین موفقیت شغلی عینی و سرمایه اجتماعی 503/0 = r و 000/0 = p بدست آمده است و چون سطح معنی داری از 05/0 کوچکتر است در نتیجه بین موفقیت شغلی عینی و سرمایه اجتماعی رابطه معنی دار و مستقیم وجود دارد .

فرضیه پنجم : سرمایه عاطفی بر موفقیت شغلی ذهنی کارکنان دانشگاه آزاد تبریز تاثیر دارد.
همبستگی بین موفقیت شغلی ذهنی و سرمایه عاطفی : براساس اطلاعات ضریب همبستگی پیرسون بین موفقیت شغلی ذهنی و سرمایه عاطفی 054/0 – = r و 418/0 = p است و چون سطح معنی داری از 05/0 بزرگتر است در نتیجه بین موفقیت شغلی ذهنی و سرمایه عاطفی رابطه معنی دار وجود ندارد .

فرضیه ششم : سرمایه عاطفی بر موفقیت شغلی عینی کارکنان دانشگاه آزاد تبریز تاثیر دارد .
همبستگی بین موفقیت شغلی عینی و سرمایه عاطفی :براساس اطلاعات ضریب همبستگی پیرسون بین موفقیت شغلی عینی و سرمایه عاطفی 210/0 – = r و 001/0 = p است و چون سطح معنی داری از 05/0 کوچکتر است در نتیجه بین متغیرهای فوق رابطه معنی دار وجود دارد .

تبیین نمره های موفقیت شغلی عینی براساس مولفه های سرمایه اجتماعی و سرمایه عاطفی :
به منظور تبیین نمره های موفقیت شغلی عینی برحسب نمرات سرمایه اجتماعی و سرمایه عاطفی از رگرسیون چندگانه استفاده شد و ملاحظه گردید ضریب همبستگی چندگانه برابر 56/0 R= بدست آمد . ضریب تبیین نیز برابر 322 /0 = R2 می باشد . همچنین مقدار f برای تمیز خطی بودن معادله رگرسیونی چندگانه برابر 72/27 = F با سطع معنی داری 00/0 = P بدست آمده و به دلیل معنی دار بودن F نتیجه می شود ارتباط نمرات سرمایه اجتماعی و عاطفی براساس نمره موفقیت شغلی عینی خطی است .

درمجموع از بین متغیرهای موجود در مدل مشخص شد که سرمایه اجتماعی با بتای 458/0 و سرمایه عاطفی با بتای 384/0 – بیشترین سهم را در پیش بینی نمره های موفقیت شغلی عینی دارند در این میان سرمایه انسانی تاثیر معنی داری بر موفقیت شغلی عینی نداشت و از مدل رگرسیون خارج شد .

(سرمایه عاطفی )384/0 – ( سرمایه اجتماعی ) 458 /+ 006 /54 = موفقیت شغلی عینی
تبیین نمره های موفقیت شغلی ذهنی براساس سرمایه اجتماعی :
از آنجا که موفقیت شغلی ذهنی در مقیاس اندازه گیری فاصله ای و سرمایه اجتماعی نیز به صورت کمی فاصله ای سنجیده شده اند از آزمون رگرسیون چندگانه برای تبیین موفقیت شغلی ذهنی استفاده نمودیم و بر اساس جدول ملاحظه می کنیم ضریب همبستگی چند گانه برابر 231R=/ و ضریب تبیین برابر231 /0 = R2 بدست آمده است . و این نشان می دهد 23درصد از نمره های موفقیت شغلی ذهنی براساس سرمایه اجتماعی افراد مشخص و پیش بینی می شود مقدار 351/35 = F با سطح معنی داری 00/0 = P بدست آمده است که بیانگر خطی بودن معادله رگرسیونی است در کل طبق ضرایب بتاها مشخص شد ضریب سرمایه اجتماعی برابر 43/0 = و مقدار ثابت عرض از مبدا نیز 22/38 است و معادله پیش بینی به شرح زیر می باشد .

= موفقیت شغلی ذهنی 22/38 + (سرمایه اجتماعی)43/
تحلیل یافته های جانبی
همبستگی بین سن و موفقیت شغلی عینی : براساس اطلاعات ضریب همبستگی پیرسون بین سن و موفقیت شغلی 109 /0= r و 175/0 = pبدست آمده است و چون سطح معنی داری از 05/0 بزرگتر است در نتیجه بین سن و موفقیت شغلی عین رابطه معنی دار وجودندارد .
همبستگی بین سن و موفقیت شغلی ذهنی :براساس اطلاعات ضریب همبستگی پیرسون بین سن و موفقیت شغلی 96/0 = r و 154/0 = p بدست آمده است و چون سطح معنی داری از 05/0 بزرگتر است در نتیجه بین سن و موفقیت شغلی ذهنی رابطه معنی داری وجود ندارد .
همبستگی بین سن و سرمایه اجتماعی :براساس اطلاعات ضریب همبستگی پیرسیون بین سن و سرمایه اجتماعی 187/0 = r و 005/0 = p بدست آمده است و چون سطح معنی داری از 05/0 کوچکتر است در نتیجه بین سن و سرمایه اجتماعی رابطه معنی داری وجود دارد .
همبستگی بین سن و سرمایه انسانی :براساس اطلاعات ضریب همبستگی پیرسون بین سن و سرمایه انسانی 054/0 – = r و 417/0 = p بدست آمده است و چون سطح معنی داری از 05/0 بزرگتر است در نتیجه بین سن و سرمایه انسانی رابطه معنی دار وجود ندارد
همبتگی بین سن و سرمایه عاطفی : براساس اطلاعات ضریب همبستگی پیرسون بین سن و سرمایه عاطفی 076/0 – = r و 256/0 = p نتیجه می شود بین سن و سرمایه عاطفی رابطه معنی دار وجود ندارد چون سطح معنی داری از 05/0 بزرگتر است .
مقایسه موفقیت شغلی ذهنی براساس جنسیت :از آنجا که جنسیت در مقیاس اسمی دو حالته و موفقیت شغلی به صورت کمی سنجیده شده است بنابراین از آزمون T مستقل استفاده نمودیم و براساس اطلاعات نمره موفقیت شغلی ذهنی در افراد مذکر برابر 74/67 با انحراف استاندارد 67/14 و در افراد مونث برابر 64/69 با انحراف استاندارد 31/13 بدست آمده است و با توجه به برابر بودن واریانس ها طبق آزمون Leven مقدار t برابر |991/. | = t و 323/0= p نتیجه می شود اختلاف نمره های موفقیت شغلی ذهنی براساس جنسیت معنی دار نیست زیرا سطح معنی داری از 05/0 بیشتر است .
مقایسه موفقیت شغلی عینی براساس جنسیت :از آنجا که جنسیت در مقیاس اسمی و موفقیت شغلی عینی به صورت کمی سنجیده شده است بنابراین از آزمونT مستقل استفاده نمودیم و براساس اطلاعات نحوه موفقیت شغلی عینی در افراد مذکر برابر 12/65 با انحراف استاندارد 25/12 و در افراد مونث برابر 80/69 با انحراف استاندارد 25/11 بدست آمده است و با توجه به برابر بودن واریانس ها طبق آزمون Leven مقدار |88/2| = t و 004/0 = p نتیجه می شود اختلاف نمره های موفقیت شغلی عینی براساس جنسیت معنی داراست زیرا سطح معنی داری از 05/0 کمتر است .

مقایسه سرمایه اجتماعی براساس جنسیت :از انجا که جنسیت در مقیاس اسمی و سرمایه اجتماعی به صورت کمی سنجیده شده است بنابراین از آزمون T مستقل استفاده نمودیم و براساس اطلاعات نمره سرمایه اجتماعی در افراد مذکر 61/68 با انحراف استاندارد98/16 و در افراد مونث برابر 58/71 با انحراف معیار استاندارد 40/12 بدست آمده است و با توجه به برابر بودن واریانس ها طبق آزمون Leven مقدار t برابر|56/1| = t و 118/0 = p نتیجه می شود اختلاف نمره های سرمایه اجتماعی براساس جنسیت معنی دار نیست زیرا سطح معنی داری از 05/0 بیشتر است .

مقایسه سرمایه انسانی براساس جنسیت : از آنجا که جنسیت در مقیاس اسمی دو حالته و سرمایه انسانی به صورت کمی سنجیده شده است بنابراین از آزمون T مستقل استفاده نمودیم و براساس اطلاعات نمره سرمایه انسانی در افراد مذکر برابر 96/62 با انحراف معیار 70/15 و در افراد مونث 39/66 با انحراف استاندارد 83/14 بدست آمده است و با توجه به برابر بودن واریانس ها طبق آزمون Leven مقدار t برابر| 69/1 | = t و 092/0 = p نتیجه می شود اختلاف نمره سرمایه انسانی براساس جنسیت معنی دار نیست زیرا سطح معنی داری از 05/0 بیشتر است .

مقایسه سرمایه عاطفی براساس جنسیت : از آنجاکه جنست در مقیاس اسمی دو حالته و سرمایه ی عاطفی به صورت کمی سنجیده شده است بنابراین از آزمون T مستقل استفاده نمودیم و براساس اطلاعات نمره سرمایه ی عاطفی در افراد مذکر برابر 50/49 با انحراف استاندارد 39/9 و در افراد مونث برابر 97/47 با انحراف استاندارد 33/11 بدست آمده است و با توجه به برابر بودن واریانس ها طبق آزمون Leven مقدار t برابر 10/1 = t و 270/0 = p نتیجه می شود اختلاف نمره سرمایه عاطفی براساس جنسیت معنی دار نیست زیرا سطح معنی داری از 05/0 بیشتر است .

مقایسه موفقیت شغلی ذهنی براساس حوزه محل اشتغال :براساس اطلاعات و مطابق آزمون تحلیل واریانس انجام شده ملاحظه می شود میانگین موفقیت شغلی ذهنی در افرادیکه در حوزه ریاست می باشند برابر 99/68 با انحراف استاندارد 10/9 ، معاونت آموزشی برابر 50/69 با انحراف استاندارد 32/13 ، معاونت دانشجویی برابر84/73 با انحراف استاندارد 46/6 ، معاونت پژوهشی برابر 79/69 با انحراف استاندارد 98/9 ، معاونت اداری و مالی برابر 27/71 با انحراف استاندارد 82/13، معاونت فرهنگی برابر 75 ، معاونت عمرانی برابر 40/68 با انحراف استاندارد46/8 بدست آمده است براساس آزمون تحلیل واریانس F انجام گرفته مشخص شد که طبق معیار 778/0 = f و 588/0 = P نتیجه می شودتفاوت میانگین موفقیت شغلی ذهنی در حوزه های محل اشتغال معنی دار نیست زیرا سطح معنی داری بیشتر از 05/0 بدست آمده است.

 

کلمات کلیدی :