آزمون بارتلت درصدد برآوردن هدف دوم تحلیل عاملی می‌باشد. این آزمون به ما کمک می‌کند تا پس از فراهم بودن امکان تقلیل داده‌ها به یک سری عامل‌های پنهانی، بتوانیم ساختار جدیدی را بر اساس همبستگی بین متغیرها و عامل‌ها و معنای انضمامی آن‌ها کشف کنیم. در واقع این آزمون مشخص می‌کند که آیا واریانس متغیرهای تحقیق تحت تأثیر واریانس مشترک برخی عامل‌های پنهانی و اساسی است یا خیر. هر چه مقدار KMO بالاتر باشد (یعنی نزدیک به یک و معمولاً مقادیر بالاتر از ۷۰/۰) نشان می‌دهند که انجام تحلیل عاملی برای داده‌های مورد نظر امکان پذیر بوده و می‌توان داده‌ها را به یک سری عامل‌های پنهانی (مکنون) تقلیل داد. به طور کلی اگر سطح معنی داری (.Sig) آزمون بارتلت کوچک‌تر از ۵% باشد، تحلیل عاملی برای شناسایی ساختار (مدل عاملی) مناسب است. نتایج آزمون بارتلت در جدول قابل مشاهده است:

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

از آنجایی که شاخص KMO برابر با ۰٫۸۳۳ است در نتیجه حجم نمونه از کفایت لازم جهت تبیین برخوردار است. همچنین با توجه به سطح معناداری آزمون بارتلت (۰۰۰/۰= Sig) می‌توان نتیجه گرفت که تحلیل عاملی جهت بررسی و شناسایی ساختار داده‌ها مناسب است.
۳-۶- روش های گردآوری اطلاعات
انتخاب ابزار یا روشی که بتوان اطلاعات مناسبی را برای قبول یا رد یک فرضیه جمع آوری نمود از اهمیت ویژه ای برخوردار است. چرا که هرگونه نتیجه گیری از آن تحقیق مستلزم داشتن اطلاعات دقیق و صحیح می‌باشد. ابزارهای متعددی برای اندازه گیری متغیرها وجود دارد. انتخاب روش گردآوری داده‌ها به امکانات موجود در سازمان، درجه دقت لازم، تشخیص پژوهشگر، طول مدت پژوهشگر و سایر هزینه‌ها و منابع مرتبط و موجود برای گردآوری اطلاعات بستگی دارد (سکاران،۱۳۹۰). در تحقیق حاضر از روش‌های پژوهش اسنادی (کتابخانه ای) و میدانی استفاده گردیده است.
روش اسنادی یا کتابخانه ای: روشی است که به عنوان روش مقدماتی و پیش زمینه ای برای مطالعات میدانی محسوب و برای جمع آوری اطلاعات جهت تدوین اهداف، تعیین جامعه آماری، تبیین روش تحقیق و برای ادبیات موضوع استفاده شده است. منابع مورد استفاده در این زمینه شامل کتب، پایان نامه‌ها، مقالات مجلات علمی معتبر داخلی و خارجی، نشریات، روزنامه‌ها، سایت‌های اینترنتی و … می‌باشد.
روش میدانی: در روش میدانی برای جمع آوری اطلاعات از روش پیمایشی استفاده شد. مهم‌ترین ابزار جمع آوری اطلاعات در روش پیمایشی پرسشنامه می‌باشد(حافظ نیا، ۱۳۸۴).
۳-۷- پرسشنامه پژوهش
به منظور جمع آوری اطلاعات، پرسشنامه ای حاوی اطلاعات لازم برای پاسخگویی به سؤالات تحقیق تدوین گردیده است. نمونه پرسشنامه در پیوست آمده است. تهیه ابزار سنجش یکی از مراحل مهم انجام تحقیق است. در اینجا رعایت اصول کلی طراحی پرسشنامه حائز اهمیت است. در پرسشنامه سؤالات هر چند متغیر باید جداگانه در نظر گرفته شوند. سؤالات طیف گونه و مستقیم و نیز سؤالات زمینه ای یا خصیصه ای باید مشخص شوند.
در پرسشنامه طراحی شده، از آنجا که سؤالات از مقیاس‌های فاصلهای بهره‌مند بودند. مبادرت به استفاده از طیف لیکرت شد و به گزینه های خیلی زیاد، زیاد، متوسط، کم و خیلی کم به ترتیب ارزش ۵ تا ۱ داده شد. در واقع از مقیاس لیکرت برای تعیین اهمیت هر عنوان از متغیرها استفاده شده است.
جدول ۳-۲: ارزش‌گذاری طیف لیکرت

(۱-۲۱) و
(۱-۲۲)
که برای /۲>و /۴>

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

(۱-۲۳)
باید دقت شود که با اینکه در نوشته ها با واحد هرتز بدست می آید و به صورت ساده
نوشته میشود ، باید بر حسب رادیان بر ثانیه بدست آید.
شکل (۱-۹) - مسیر یونهای فرایند ترپ با نسبت جرم به بار ۱۵۰ . موقعیت اولیه که به صورت رندوم برای یک تعداد با یک توزیع گازی اولیه (FWHM از ۱mm ) . سرعت اولیه ی صفر، مسیری در صفحه ی x-y که حرکت صفحه در سه بعد را نشان می دهد . این مسیر یک شکلی مانند چوب بومرنگ نیمه شده ایجاد میکند.
شکل (۱-۱۰) میدان چهار قطبی اصلی یا سطح پتانسیل برای یک تله یونی چهار قطبی . دقت کنید که ۴ قطب صفحه با میدانی همسان ، مسیر در شکل (۱-۹) را شکل میدهند .
در این زمان فرکانسهای مرتبه بالاتر، مقادیر عملی معدودی هستند. باید توجه شود که تعریف با معادله ی (۱-۲۳) که فقط یک تقریب هست ، بدست می آید که معروف است به تقریب دهملت به یاد HansDehmelt که جایزه نوبل را در سال ۱۹۸۹ با ولفگانگ پاول تقسیم کرد. دقیقا با یک عبارت کسری طولانی بر حسب و تعریف شده است:
(۱-۲۴)
+
+
تشابه مسیر یون شبیه سازی شده ، که در شکل (۱-۹) نشان داده شده است ، با یک کشتی ساحل پیمای سواری بدلیل حرکت یون در سطح پتانسیلی نشان داده شده در شکل (۱-۱۰) است . حرکت نوسانی یون از نوسان سطح پتانسیل ناشی می شود که می تواند بعنوان چرخش سطح پتانسیل در نظر گرفته شود . شبیه سازی مسیر یون توسط برنامه ی شبیه سازی ITSIM انجام می شود که سطح پتانسیل با محاسبه ی با و بقیه ی ضرایب مساوی با صفر با مرتبه های افزایشی از ۱mm در هر دو راستای شعاعی و محوری ، از معادله ی (۱-۱۸) بدست می آید.
۱-۷ محاسبات
در خیلی از موارد که با تله یونی چهار قطبی کار میشود ، ضروری است که برخی پارامترهای
فرایند تله یونی از قبیل : ،اندازه جرم کم آستانه ( LCMO ، در زیر می بینید ) ، ، فرکانس عام و عمق چاه پتانسیل محاسبه شوند . در دستگاه های تله یونی مدرن ، این محاسبات توسط نرم افزار ضمیمه انجام میشود اما اینکه چگونه پارامترهای فرعی محاسبه می شوند آموزنده است .
بیایید یک یون بوتیل بنزن را (m/z 134 ) در یک تله یونی منبسط معمولی که یک الکترود حلقوی با شعاع r_o=1/00cm و با z_o=0/783cm دارد در نظر بگیریم ( مطابق با فاصله ی الکترود ( ۱۵/۶۶mm =2 ) و تحت شرایط زیر:
U= ; V=757 V _(-p) at 1/05MHz
s^-1
m=

1. 1. a)q_zو LCMO

از معادله ی (۱-۲۰) به یاد می آوریم که :
بنابراین :
اکنون ما محاسبه کرده ایم که ۱۳۴ m/z یک اندازه ی ۴۵/۰ برای q_z دارد اما آیا اندازه ی LCMO بر حسب کم تر از ۹۰۸/۰ است ؟چون که m q_z برابر با ثابتی بر حسب v است ، طبق معادله ی (۱- ۲۰) اندازه ی LCMO می تواند به صورت زیر محاسبه شود :
LCMO0/908=m/z 1340/450
ساده می کنیم :
LCMO=(m/z 1340/450)/ 0/908
= m/z 66/4
یعنی با کاربرد یک پتانسیل ۷۵۷ ولت در الکترود حلقوی ، فقط یون هایی با m/z 66/4 ذخیره خواهند شد . پتانسیل V که در الکترود حلقوی که یک LCMO معینی را به دست می دهد ، استفاده شده است به این صورت به دست می آید :
m/z 66/4 ]/ V = [LCMO 757
LCMO ) (۱۱/۴۰ =
این محاسبات به ویژه زمانی که یک یون متلاشی می شود مفید خواهد بود که فقط می خواهیم حد پایین m/z را برای یونهای ذخیره شده ی متلاشی شده، بدانیم . یعنی جرم آستانه .
b )
طبق معادله ی (۱-۲۳ ) می بینیم که تقریباً با بدست می آید بنابراین وقتی ۰/۴۵ باشد می شود . هرچند اگر از این تقریب مربوط به و بالاتر برویم بقیه ی اندازه های محاسبه شده ی حدود ۵% بیشتر میشود . برای m/z 1340 که۰۴۵/ ۰= است ، به طوریکه تقریب بالا معتبر باشد، اندازه ی برابر با ۰/۰۳۱۸ میشود.
طبق معادله ی (۱-۲۱) ، فرکانس ( یا تناسبهای بیشتر ) توسط ۲ / بدست می آید . بنابراین ،وقتی و rad
و rad s^-1 ۱۰^۶ ۱/۰۴۹ = یا به طور مرسوم تر باشد ؛ متناظر حدود ۵% بیشتر است چنانچه که برای ۱۳۴۰ m/z ، برابر ۱۶/۷ KHz است.

1. 1. d) حوزه ی جرمی

حد بالای محدوده ی جرمی توسط نسبت جرم به بار بدست می آید . اجازه دهید که بگوییم اندازه ی وقتی که ماکزیمم دامنه ی r.f برای الکترود حلقوی به کار میرود ، دقیقا ۹۰۰/۰ است . طبق معادله (۱-۲۰) دیده می شود که/v برابر با یک ثابت است . این ثابت می تواند از عبارت بالا مربوط به در اندازه ی با ۹۰۰/۰ = و v=7340v معین شود . محدوده ی جرمی یونهای باردار تنها تا ۶۵۰ Da تشخیص داده شده است.
e ) گسترش محدوده ی جرمی در ازای v=7340v_(o-p) و پس زنی یون بواسطه ی نوسان محوری بر حسب۹۰۰/۰ = ، حد بالای جرم تله یونی ۶۵۰ Da است . یعنی برای ۰/۹۰۰ = ، m/z ۶۵۰ است.
اگرچه تحت این شرایط فرایند تله یونی، یونهای با m/z 1300 در تله یونی باقی می مانند و به یک اندازه برابربا ۴۵۰ / ۰دارند.
اگر بر انگیختگی رزونانسی در۵۰ ۴/۰ = با تحریک KHz 167 (در بالا ببینید) انجام شده باشد،یون های با ۱۳۰۰ m/zممکن است در نقطه ای از مسیر در ماکزیمم دامنه ی r.f باشند . و برای یونهای باردار تنها تا دو برابر یعنی ۱۳۰۰Da ممکن است برسند.
f ) تفکیک پذیری جرمی
سرعت اسکن جرم نرمال تله های یونی فینینگان و واریان از ابتدا تا سال۱۹۹۵ برابر Da ۵۵۵۵ بود و علاوه بر محدوده ی جرمی معمولی از ۱۰-۶۵۰ Da ، پهنای قله حدود ۵Da/0 تعیین شده بود. تفکیک جرمی بعنوان محدوده ی جرم بر حسب پهنای قله تعریف شده است.
بنابراین با جرم افزایش می یابد اما این گفته تا حدی به اشتباه می اندازد. چنانچه که در مثال زیر می توان دید: تفکیک جرمی برای m / z 65 حدود ۱۳۰ است ، در حالی که برایz 650 m / ، ۱۳۰۰ است. کارائی واقعی این وسیله ، اندازه گیری پهنای سیگنال یون به محض پس زنی یون عامل است. بمحض کم کردن سرعت اسکن، کشف شد که پهنای قله کاهش می یابد به طوریکه برای یک جرم معین، تفکیک جرمی افزایش می یابد. اگرچه در دستگاه­های آزمایش، پهنای قله از کمتر از ۳mDa قابل مشاهده اند. باریکترین پهنای قله در دستگاه های تجاری حدود Da ۲/۰ است . بطوریکه برای m/z 200 یک تفکیک جرمی حدود ۱۰۰۰۰ دریافت شده است.

۱-۵ - ضرب­هادمارد^[۲۰]
و ماتریس و با بعدهای مساوی را در نظر بگیرید، ضرب هادمارد و را با نماد نشان می دهیم. امین درآیه ماتریس را به صورت زیر تعریف می کنیم:
در واقع درایه های متناظر ماتریس و را در هم ضرب می کنیم.
۱-۵-۱- ویژگی های ضرب هادمارد
۱- اگر ودو ماتریس باشد انگاه ، یعنی ضرب هادمارد
دارای ویژگی جابجایی است.
۲- اگر یک ماتریس باشد، انگاه معکوس هادمارد را که با نشان می دهیم، وجود دارد اگر و فقط اگر
≠ ۰ و
۳- فرض کنید عدد صحیح باشد و و ماتریس های باشند، انگاه داریم:
الف-
ب-
۴- اگر و فقط اگر ماتریس و قطری باشند.
۵) اگر و ماتریس های باشد و و ماتریس های قطری به ترتیب با بعدهای و باشند، انگاه داریم:
۶) ماتریس همانی تحت ضرب هادمارد، ماتریسی که تمام درایه های ان یک باشد.
برای جزئیات بیشتر در مورد ضرب هادمارد به مقاله ضرب هادمارد نوشته الیزابت^[۲۱] (۲۰۰۷) مراجعه کنید.

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

در فصل سوم از این ضرب برای محاسبه مقدار آماره PRESS استفاده می شود.
فصل دوم
تعدیل کردن برآوردگرها در رگرسیون ریج
همانطور که در فصل قبل اشاره کردیم، رگرسیون ریج یکی از روش های انقباضی برای حل مشکل هم خطی چندگانه است. در رگرسیون ریج، یکی از مشکلات انتخاب (پارامتر ریج) می باشد. بنابراین، در این فصل روش های بدست آوردن پارامتر ریج را معرفی می کنیم و در ادامه به تعدیل کردن برآوردگرهای ریج می پردازیم. سپس با بهره گرفتن از شبیه سازی مونت کارلو و استفاده از معیار به مقایسه برآوردگرهای اولیه و برآوردگرهای بهینه شده می پردازیم.
۲-۱ - روش های بدست آوردن پارامتر ریج
همانطور که در فصل یک ذکر شد، برآوردگر تابع پیچیده از می باشد. برای یافتن روش های مختلفی توسط محققین معرفی شده است، که در این بخش این روش ها را بیان می کنیم:
۲-۱-۱ - روش نموداری برای بدست آوردن پارامتر ریج
در ابتدا برآوردگر ریج که در (۱- ۷) معرفی شد را دوباره در نظر بگیرید:
یک روش عملی برای پیدا کردن مقدار که توسط هوئرل و کنارد در سال ۱۹۷۰ پیشنهاد شد این است که ابتدا برآورد ضرایب رگرسیونی ریج را به ازای های مختلف بین صفر و یک بدست آورده، سپس نمودار هر یک از این براوردهای جداگانه برای ضرایب را در مقابل رسم نموده (اصطلاحا به این نمودار اثر ریج^[۲۲] گویند) و با بهره گرفتن از این نمودار، کوچکترین مقدار یی که به ازای آن برآوردهای ضرایب به حالت پایدار می رسند را انتخاب کنیم. انتخاب ثابت با بهره گرفتن از روش بحث شده، بستگی به قضاوت و انتخاب تحلیل گر دارد، لذا محققین به دنبال روش های محاسباتی برای انتخاب می باشند که در بخش بعد این روش ها را بیان می کنیم.
۲-۱-۲ - روش محاسباتی برای بدست آوردن پارامتر ریج
انتخاب با بهره گرفتن از روش نمودار، یک دستورالعملی است که به قضاوت تحلیل گر نیاز دارد. بیشتر پژوهشگران آماری با بهره گرفتن از محاسبه، شیوه هایی را برای انتخاب در سالهای مختلف پیشنهاد کردند که در کاربرد عملکرد بهتری دارند. از آنجائیکه این روش های محاسباتی بر اساس رگرسیون ریج تعمیم یافته ارائه می شود، در ابتدا رگرسیون ریج تعمیم یافته را معرفی می کنیم، سپس روش های مختلف برآورد را مورد بررسی قرار می دهیم.
۲-۱-۲-۱ - رگرسیون ریج تعمیم یافته^[۲۳]
رگرسیون ریج تعمیم یافته حالت کلی از رگرسیون ریج معمولی است که به وسیله هوئرل وکنارد در سال ۱۹۷۰معرفی شد، بدین صورت که برای هر متغیر رگرسیونی پارامتر ریج جداگانه ای را در نظر می گیرد. اگر داده ها را به فضایی از متغیر های رگرسیونی متعامد تبدیل کنیم، بحث رگرسیون ریج تعمیم یافته تا حدی ساده می شود، پس شکل کانونی مدل (۱-۱) را در نظر می گیریم.
مدل (۱-۱) معرفی شده در فصل قبل، دارای شکل کانونی به صورت زیر می باشد:
وقتیو یک ماتریس متعامد به طوریکه
با مقادیر ویژه ماتریس و بردارهای ویژه متناظر با آنها می باشند. (با فرض اینکه مقادیر ویژه در حالت تئوری صفر نباشند، به عبارت دیگر همبستگی بالا بین متغیرهای رگرسیونی را در نظر می گیریم.)
برآوردگر رگرسیون ریج تعمیم یافته بر اساس شکل کانونی فوق، به صورت زیر بدست می اید:
که K یک ماتریس قطری با اعضای روی قطر می باشد.
ضرایب ریج تعمیم یافته بر حسب مدل کانونی به صورت زیر محاسبه می شود:
بنابراین:
(۲ - ۳)
توجه داشته باشید که اگر ، آنگاه همان می شود.
با بهره گرفتن از شکل کانونی، می توان برآوردگر حداقل مربعات را با بهره گرفتن از معادله زیر بدست آورد:
که در نتیجه:
(۲ - ۴)
بعد از معرفی رگرسیون ریج تعمیم یافته، به هدف اصلی این فصل که روش های مختلف انتخاب پارامتر است، می پردآزیم.
۲ – ۱ – ۳ - روش­های مختلف برآورد پارامتر ریج
هوئرل و کنارد در سال ۱۹۷۰ پیشنهاد دادند با مینیمم کردن می توان برآورد بهینه را به صورت زیر بدست آورد، یعنی:
(۲ - ۵)
در نتیجه
+ (I)
برای محاسبه ، ابتدا و سپس جمله اول سمت راست را بدست می آوریم:
در نتیجه

تعداد تلفات

۷۴

۲۰

۳۵

۱۱۵

۸۴

تعدادموتورسیکلت

۸۵۸۹۵

۳۴۳۷۶

۳۶۰۰۴

۱۲۶۷۴۸

۹۸۷۲۸

همانگونه که می دانید مالزی نزدیک خط استوا قرار دارد و اکثر شهرهای ان هم یک فصل دارد، نه بهاری، نه پائیزی، نه زمستانی، همیشه تابستان با دمایی حداکثر حدود ۳۴ درجه و حداقل ۲۴ درجه با رطوبت نسبی ۸۰% می باشد. همانطوری که از نمودار مشخص است در مجموع ۳ ماهه فصل تابستان (August , july , june ) بیشترین تصادفات موتورسیکلت را شاهد هستیم .از طرفی می بینیم که در هر ماه اختلاف درصدی تصادفات قابل توجه نبوده چون موتورسیکلت یک روش معمول حمل و نقل برای بسیاری از مالایی ها می باشد و یکی از رایج ترین وسیله مورد استفاده به دلیل مقرون به صرفه بودن و سهولت استفاده از آن در مالزی می باشد[۳۷]

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

شکل ۳-۷- توزیع تصادفات موتورسیکلت بر اساس ماه
با توجه به نمودار می بینیم که بیشترین میزان تصادفات در روزهای یکشنبه و دوشنبه اتفاق افتاده است. قبلا اشاره شد که موتورسیکلت یکی از وسیله های رایج حمل و نقل میان مالایی هاست و از موتورسیکلت بیشتر از هر وسیله نقلیه دیگری برای جابجایی درون شهری جاده ای و در مکان های شلوغ استفاده می کنند.
شکل ۳-۸- توزیع تصادفات موتورسیکلت بر اساس روز
۳-۲۳-۱- برخورد های موتورسیکلت از لحاظ موقعیت
ایالت های ساحل غربی مالزی بالاترین تعداد تلفات موتورسیکلت به ازای هر۱۰۰۰۰۰ نفر را دارند، ناحیه ی ساحل شرقی با جمعیت موتورسیکلت پایین تر و دانسیته ی ساختمانی کمتر، بالاترین نرخ تلفات را به ازای ۱۰۰۰۰موتورسیکلت دارد. ضمنا، منطقه ی فدرال که بالاترین دانسیته ی جمعیت را دارد، پایین ترین نرخ تلفات موتورسیکلتی را به ازای ۱۰۰۰۰ موتورسیکلت ثبت شده دارد.در کل، گزارشات پلیس نشان می دهد که ۶۱% تلفات در نواحی روستایی رخ می دهد در حالیکه شهرها تنها ۸% گزارش می کنند. نگاه عمیق تر به نوع ناحیه نشان می دهد که تلفات موتورسیکلتی اکثرا در راه های موتوری و جاده های اصلی (۶۲%) ثبت می شوند. صرف نظر از این، تلفات موتورسیکلتی در نواحی مسکونی (۲۰%) بیشتر از سایر نواحی یافت می شوند. موتوری کردن در کشور های اسیایی به سرعت در حال رشد است و موتورسیکلت سبک حمل و نقل غالب است. تعداد موتورسیکلت ها به ازای هزار نفر به طور متوسط در چندین شهر اسیایی اصلی تقریبا ۱۹۶ است که ۷ برابر متوسط بقیه ی دنیاست. برای مثال، تعداد موتورسیکلت های ثبت شده در تایوان متشکل از ۵۰% تعداد کل وسایل نقلیه ی ثبت شده است. در تایلند این عدد ۶۳%، در ویتنام ۹۵%، در Lao۷۹%، در Cambodia۸۴%، و در اندونزی ۷۳% است. مالزی با جمعیت ۲۷.۶ میلیون، یک استثنا نیست. مطابق دپارتمان حمل و نقل جاده ای مالزی تعداد کل موتورسیکلت ها در سال ۲۰۰۹، تعداد ۸۹۴۰۲۳۰ عدد بود( ۴۷% همه ی وسایل نقلیه ی موتوری شده) که ۵% بیشتر از مسافرانماشینی بود.با توجه به مطالعات انجام شده در کشور مالزی می توان این گونه عنوان کرد که مالزی بالاترین خطر تلفات جاده ای( به ازای ۱۰۰۰۰۰جمعیت) را در بین کشور های ASEAN دارد و بیشتر از ۵۰% تلفات تصادفی جاده ای شامل موتورسیکلت است. انالیز اشکار می کند که بالاترین تعداد تلفات موتور سیکلت در منطق روستایی (۶۱%) رخ می دهد، در جاده های اصلی (۶۲%) و در بخش های جاده ای مستقیم(۶۶%). عمده ی افراد رانندگان موتورسیکلت (۸۹%)، ۱۶ تا ۲۲ سال(۲۲.۵%) و ۹۰% موتور سیکلت ها دارای مالکیت شخصی هستند. از انهایی که در تصادفات مرگ و میر درگیر هستند، ۷۵% موتورسیکلت سوار ها کلاه ایمنی می پوشند و ۳۵% گواهینامه ی درست ندارند. بالاترین تعداد تلفات از نوع برخورد زاویه یا جانبی است(۲۷.۵%). اگرچه برخورد های موتورسیکلت سوار اکثرا شامل ماشینهای مسافربری است (۲۸%)، موتورسیکلت سواران در ۵۰% برخورد ها مسئول هستندهم در برخورد های یگانه (۲۵%) یا با موتورسیکلت های دیگر(۲۵%). در حالیکه موتورسیکلت سواران مرد غالب هستند( ۹۴% تلفات)، موتورسیکلت سواران زن که از ۳۱ تا ۷۰ سال سن دارند، گواهینامه ندارند، کلاه ایمنی نمی پوشند و در طول روز سفر می کنند، نسبت به موتور سیکلت سواران مرد درصد سهم بالاتری دارند. مالزی باید داده های بیشتری را کسب کند و یک سیستم ثبت جراحت و پایگاه اطلاعات را بر اساس گزارشات بیمارستان تاسیس کند. برای کاهش تلفات موتورسیکلت، ابتدا باید درک کرد چرا موتورسیکلت سواران جوان مستعد برخورد های کشنده در عصر ها و در اخر هفته ها در جاده های اصلی روستایی بخصوص در بخش های جاده ای مستقیم می شوند[۴۰]
فصل چهارم
یافته های پژوهش
۴-۱- مقدمه
در این فصل از آمار و اطلاعات جمع آوری شده مورد تجزیه و تحلیل قرار می گیرد. لازم به ذکر است که تاکنون در خصوص آمار و حوادث موتورسیکلت در یزد به این صورت، پژوهشی کامل و جامع کار نشده است. شاید دلیل آن نبود اطلاعات لازم برای تحقیق و بررسی در این زمینه بوده است و ممکن است اطلاعاتی که در مرکز آمار ایران موجود است اطلاعات جامعی نبوده و حتی دارای نواقص نیز باشد. در این پژوهش آمارهای مورد استفاده با توجه به تعهدی که نیروی انتظامی از بنده گرفته است محرمانه می باشد ولی با توجه به دستور رئیس پلیس راهور استان، آمارها به صورت درصدی و نموداری بلامانع می باشد.در این فصل با توجه به سوالاتی که در ابتدای پژوهش مطرح شده است در مرحله اول به بررسی آمار و اطلاعات تصادفات موتورسیکلت در یزد می پردازیم. آمارهای بدست امده از سال ۱۳۹۰ تا ۱۳۹۳ به صورت تفکیک شده و بر حسب نوع به سه دسته فوتی ، جرحی، خسارتی وجود دارد که ما مجموع هر سه دسته را به صورت نموداری در این فصل می آوریم. در پایان به منظور کاملتر شدن مطلب پرسشنامه ای طرح گردیده و با توجه به نمونه گیری تصادفی تعداد ۴۰ نفر از مامورین باتجربه، افسران درجه دار راهنمایی و رانندگی استان یزد انتخاب و پرسشنامه توزیع و پس از تکمیل جمع آوری شد. و برای روشن شدن دلایل وقوع تصادفات مصاحبه ای با افسران درجه دار راهنمایی و رانندگی صورت داده شد.
۴-۲- نمای کلی تصادفات
به طور کلی تصادفات را به سه دسته جرحی، فوتی و خسارتی دسته بندی می کنند. تصادفاتی که در ان منجر به جراحت و فوت نشود را در دسته تصادفات خسارتی قرار می دهند. هنگامی که مامور راهنمایی و رانندگی در صحنه تصادف حاضر می شود با بهره گرفتن از فرم هایی که بعضا به ان فرم های KAM114می نامند نوع تصادف را مشخص می کند تا بعدا در سیستم تصادفات ثبت شود. جدول زیر آمارکلی تصادفات استان یزد بر حسب تصادفات فوتی ، جرحی و خسارتی را نشان می دهد.
جدول ۴-۱- گزارش امار ترکیبی پلیس راهور بر اساس نوع تصادف
ترسیم: نگارنده

ردیف

نوع تصادف

تعداد کل تصادفات

جمع

درصد

تعداد متوفیان (راننده)

تعداد مصدومان (راننده)

خسارتی

جرحی

فوتی

۱

خسارتی

۲۸۳۹

٭٭ معناداری در سطح ۰۱/۰
با توجه به جدول (۴-۱۱) و نمودار (۴-۵) براساس نتایج آزمون واریانس یک راهه چون سطح معناداری به دست آمده ۰۱۸/۰ کمتر از ۰۵/۰ می­باشد بنابراین تفاوت معناداری در اختلاف میانگین‌های شاخص توده بدنی بین سه گروه کنترل، آب و خشکی وجود دارد. از این رو با بهره گرفتن از آزمون تعقیبی LSD به بررسی تفاوت در اختلاف میانگین بین هر دو گروه به صورت جداگانه پرداختیم. جدول (۴-۱۲) نتایج آزمون LSD را نشان می­دهد، لذا فرضیه صفر تحقیق مبنی بر عدم وجود تفاوت معنادار در تأثیر ۸ هفته تمرینات پلایومتریک در آب و خشکی بر شاخص توده بدنی دختران نوجوان والیبالیست مبتدی تائید می­ شود. بنابراین فرضیه تحقیق مبنی بر وجود تفاوت معنادار در تاثیر ۸ هفته تمرینات پلایومتریک در آب و خشکی بر شاخص توده بدنی دختران نوجوان والیبالیست مبتدی رد می­ شود. در واقع تمرینات پلایومتریک در آب و خشکی تاثیر یکسانی بر کاهش شاخص توده بدنی دختران نوجوان والیبالیست مبتدیداشته است. همچنین تمرینات پلایومتریک در آب و خشکی منجر به کاهش شاخص توده بدنی در دختران نوجوان والیبالیست نسبت به گروه کنترل می­ شود.

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

جدول (۴-۱۲). نتایج آزمون تعقیبی LSD برای شاخص توده بدنی دختران در گروه کنترل، خشکی و آب

گروه

مرحله

اختلاف میانگین‌ها

سطح معناداری

گروه کنترل

گروه خشکی

۹۱/۰

^٭٭۰۰۰/۰

گروه آب

۶۸/

^٭٭۰۰۰/۰

گروه خشکی

گروه آب

۲۲/۰-

۰۶۱/۰

٭٭معناداری در سطح ۰۱/۰
شکل (۴-۵).تغییرات شاخص توده بدنی در اثر ۸ هفته تمرینات پلایومتریک
٭ تفاوت معنادار بین گروه کنترل و خشکی
٭٭ تفاوت معنادار بین گروه کنترل و آب
۴-۴-۶- فرضیه ششم پژوهش:
فرضیه H₀ : تفاوت معناداری در تأثیر ۸ هفته تمرینات پلایومتریک در آب و خشکی بر توده بدون چربی دختران نوجوان والیبالیست مبتدی وجود ندارد؟
فرضیه H₁ : تفاوت معناداری در تأثیر ۸ هفته تمرینات پلایومتریک در آب و خشکی بر توده بدون چربی دختران نوجوان والیبالیست مبتدی وجود دارد؟
در جدول (۴-۱۳) داده ­های مربوط به پیش‌آزمون و پس‌آزمون برای گروه کنترل، خشکی و گروه آب به صورت جداگانه آورده شده است. همچنین در این جدول برای مقایسه سه گروه کنترل، خشکی و آب از نظر توده بدون چربی آماره آزمون F مربوط به آزمون آنالیز واریانس یک راهه گزارش شده است.
جدول (۴-۱۳). توده بدون چربی دختران پیش‌آزمون و پس‌آزمون برای گروه کنترل، خشکی و آب

گروه

مرحله