سلسله مراتب

دانلود پایان نامه ارشد

ـ روش هاي تقريبي(قدسي پور، 1389 ، 41-40) (Approximation methods)
3-9-2-5 روش بردار ويژه :
در اين روش Wi ها به گونه اي تعيين مي شوند كه روابط زير صادق باشند:

0 0 0 0
0 0 0 0
0 0 0 0

كه در آن aij ترجيح عنصر I ام بر j ام است و wi نيز وزن عنصر i ام ويك عدد ثابت مي باشد . اين روش نيز يك نوع ميانگين گيري است كه هاركر1 آن را ميانگين در طرق مختلف ممكن مي داند . زيرا در اين روش وزن عنصر iام (يعنيwi) طبق تعريف بالا برابر است با :
n . … 2 ، 1 = i
دستگاه معادلات فوق را مي توان به صورت زير نوشت :

كه A همان ماتريس مقايسه زوجي ، يعنيA=[aij] و W بردار وزن ويك اسكالر (عدد) است .
طبق تعريف چنانچه اين رابطه بين يك ماتريس (A) و بردار (W) و عدد () برقرار باشد گفته مي شود كه W بردار ويژه ومقدار ويژه براي ماتريس A مي باشند . (قدسي پور ، 1389 ، 45)
در روش بردار ويژه براي محاسبه wi ها بايد طبق مراحل زير عمل شود :
1- ماتريس A را تشكيل مي دهيم .
2- ماتريسرا مشخص مي كنيم .
3- دترمينال ماتريسرا محاسبه كرده و آن را مساوي صفر قرار داده و مقاديررا محاسبه مي كنيم.
4- بزرگترينراناميده و آن را در رابطهقرار داده و با استفاده از رابطه مقادير wi ها را محاسبه مي نماييم . (قدسي پور ، 1389 ، 48)
5- حال حد زير را محاسبه مي كنيم . lim

3-9-2-6 محاسبه وزن نهايي :
وزن نهايي هر گزينه در يك فرايند تحليل سلسله مراتبي از مجموع حاصل ضرب اهميت معيارها در وزن گزينه ها به دست مي آيد .
3-9-2-7 محاسبه نرخ ناسازگاري :
همان گونه كه قبلاً بيان شد يك ماتريس ممكن است سازگار يا ناسازگار باشد . در ماتريس سازگار محاسبه وزن ساده بوده و با استفاده از نرماليزه كردن تك تك ستون ها به دست مي آيد . در حالي كه براي محاسبه وزن در ماتريس ناسازگار چندين روش ذكر گرديد. علاوه بر محاسبه وزن در ماتريس هاي ناسازگار، محاسبه مقدار ناسازگاري نيز از اهميت بالايي برخوردار است . در حالت كلي مي توان گفت كه ميزان قابل قبول ناسازگاري يك ماتريس يا سيستم ، بستگي به تصميم گيرنده دارد اما ساعتي ، عدد 1/0 را به عنوان حد قابل قبول ارائه مي نمايد و معتقد است چنانچه ميزان ناسازگاري بيشتر از 1/0 باشد بهتر است در قضاوت ها تجديد نظر گردد . (قدسي پور ، 1389 ، 67)
3-9-2-8 ماتريس سازگار و خصوصيات آن :
ماتريس سازگار به اين صورت تعريف مي گردد كه اگر n معيار به شرح Cn , …, C2, C1 داشته باشيم و ماتريس مقايسه زوجي آنها را به صورت زير باشد :
n . … 2 ، 1 = j وi A=[aij]
كه در آن aij ترجيح عنصر Ci را بر Cj نشان مي دهد. i,j چنان چه در ماتريس داشته باشيم:
n و … و 2 ، 1 = k و j و i و akj = aijaik
آن گاه مي گوييم كه ماتريس A سازگار است . (قدسي پور ، 1389 ، 68)

3-9-2-9 ماتريس ناسازگار و خصوصيات آن :
براي محاسبه ميزان ناسازگاري يك ماتريس مقايسه زوجي ناسازگار ، ابتدا چند قضيه بيان مي شود . براي هر ماتريس مقايسه زوجي A (كه مثبت و معكوس است) مي توان قضاياي زير را بيان نمود .
قضيه يك ـ اگر مقادير ويژه ماتريس مقايسه زوجيA باشد، مجموع مقادير آن ها برابر n است :

قضيه دوـ بزرگترين مقدار ويژه همواره بزرگتر يا مساوي n است (در اين صورت برخي ازها منفي خواهند بود.
قضيه سه ـ اگر عناصر ماتريس مقدار كمي از حالت سازگاري فاصله بگيرد ، مقادير ويژه آن نيز مقدار كمي از حالت سازگاري خود فاصله خواهد گرفت. از طرف ديگر طبق تعريف براي هر ماتريس مربعيA داريم : كه در آن و به ترتيب بردار ويژه و مقدار ويژه ماتريس A مي باشند. در حالتي كه ماتريس A سازگار باشد يك مقدار ويژه برابر n بوده (بزرگترين مقدار ويژه) و بقيه آن ها برابر صفر هستند . بنابراين در اين حالت مي توان نوشت :
در حالتي كه ماتريس مقايسه زوجي A ناسازگار باشد طبق قضيه سه ،كمي از n فاصله مي گيرد كه مي توان نوشت :
از آن جا كههمواره بزرگتر يا مساوي n است و چنانچه ماتريس از حالت سازگاري كمي فاصله بگيرداز n كمي فاصله خواهد گرفت. بنابراين تفاضل و n (يعني -n ) مي تواند معيار خوبي براي اندازه گيري ناسازگاري ماتريس باشد . بي ترديد مقياس(-n) به مقدار n (طول ماتريس) بستگي داشته و براي رفع اين وابستگي مي توان مقياس را به صورت زير تعريف نمود كه آن را شاخص ناسازگاري (I.I.)1 مي ناميم:

(توجه: طبق قضيه يك داريم كه و يا يعني مجموع 1-n عدد است.) (قدسي پور ، 1389 ، 73)
مقادير شاخص ناسازگاري (I.I.) را براي ماتريس هايي كه اعداد آن ها كاملاً تصادفي اختيار شده باشند محاسبه كرده اند و آن را شاخص ناسازگاري ماتريس تصادفي2(I.I.R.) نام نهاده اند كه مقـادير آن هـا
براي ماتريس هاي n بعدي مطابق جدول زير است.
جدول شماره 3-4 شاخص ناسازگاري ماتريس تصادفي
15
14
13
12
11
10
9
8
7
6
5
4
3
2
1
N
59/1
57/1
56/1
51/1
48/1
45/1
45/1
41/1
32/1
24/1
12/1
9/0
58/0
0
0
I.I.R

براي هر ماتريس حاصل تقسيم شاخص ناسازگاري (I.I.) بر شاخص ناسازگاري ماتريس تصادفي (I.I.R.) هم بعدش معيار مناسبي براي قضاوت در مورد ناسازگاري مي باشد كه آن را نرخ ناسازگاري (I.R)1 مي ناميم . چنانچه اين عدد كوچك تر يا مساوي 1/0 باشد سازگاري سيستم قابل قبول است و گرنه بايد در قضاوت ها تجديد نظر نمود.(قدسي پور ، 1389 ، 73)
3-9-2-10 الگوريتم محاسبه نرخ ناسازگاري يك ماتريس :
با توجه به قضاياي يك تا سه و نتايج آن ها نرخ ناسازگاري هر ماتريس A را طبق مراحل زير مي توان به دست آورد :
1- ماتريس مقايسه زوجي A را تشكيل مي دهيم.
2- بردار وزن (w) را مشخص مي نماييم.
3- آيا بزرگترين مقدار ويژه ماتريس A (يعني ) مشخص است؟ اگر پاسخ مثبت است به قدم چهارم برويد در غير اين صورت (با توجه به قدم هاي زير) مقدار آن را تخمين مي زنيم:
1-3- با ضرب بردار w در ماتريس A و همگرا كردن حد زير در مراحل مختلف ، تخمين مناسبي از به دست مي آوريم.
lim
2-3- با تقسيم مقادير به دست آمده براي بر w مربوطه، تخمين هايي از را محاسبه مي نماييم.
3-3- متوسط هاي به دست آمده را پيدا مي كنيم .
4- مقدار شاخص ناسازگاري (I.I.) را از رابطه زير محاسبه مي نماييم .

5- نرخ ناسازگاري (I.R.) را از فرمول زير به دست مي آوريم .

3-9-2-11 الگوريتم محاسبه نرخ ناسازگاري يك سلسله مراتبي :
براي محاسبه نرخ ناسازگاري يك سلسله مراتبي ، شاخص ناسازگاري هر ماتريس (I.I.) را در وزن عنصر مربوطه اش(يعني عنصري كه ماتريس در مقايسه با آن ساخته شده است) ضرب نموده و حاصل جمع آن ها را به دست مي آوريم ، اين حاصل جمع را (I.I.) مي ناميم . همچنين وزن عناصر را در I.I.R. ماتريس هاي مربوطه ضرب كرده و مجموع شان را (I.I.R) نام گذاري مي كنيم. حاصل تقسيم نرخ ناسازگاري سلسله مراتبي را نشان مي دهد. (قدسي پور ، 1389 ، 76)

فصل چهارم :
تجزيه و تحليل داده ها

4-1 مقدمه :
تجزيه و تحليل داده ها فرايند چند مرحله اي است که در طي آن داده هايي که از طريق بکارگيري ابزارهاي جمع آوري در نمونه آماري فراهم آمده خلاصه ، کدبندي ، دسته بندي و در نهايت پردازش شده تا زمينه برقراري انواع تحليل ها و ارتباط بين اين داده ها به منظور آزمون فرضيه ها فراهم آيد در اين فرايند داده ها از لحاظ مفهومي و تجربي پالايش شده و تکنيکهاي آماري نقش بسزايي در استناج و تعميم داده ها به عهده دارند. (خاکي، 1382، 324)
در اين فصل با توجه به روش تجزيه و تحليل داده ها که در فصل سوّم به آن اشاره گرديد و عبارتند از روشهاي دلفي و تکنيک AHP . به دو سؤال اصلي تحقيق پاسخ خواهيم داد. بدين گونه که در گام نخست با استفاده از روش دلفي به سؤال اول و در گام بعدي با بکارگيري تکنيک AHP به سؤال دوم پاسخ مي دهيم .
4-2 تجزيه و تحليل سؤال اول تحقيق :
عوامل مؤثر برانگيزه شغلي دريانوردان ايراني شاغل بر کشتيهاي تجاري اقيانوس پيما کدامند؟
4-2-1 توصيف و تحليل داده ها :
براي پاسخ به سؤال اول از دو ساز و کار استفاده شد ابتدا مطالعات کتابخانه اي صورت گرفت و متغيرهاي اثرگذار بر انگيزش مورد شناسايي قرار گرفتند و سپس مصاحبه حضوري با چند تن از اساتيد دروس تخصصي دريايي در مرکز آموزش تخصصهاي دريايي شرکت ملي نفتکش محمودآباد که همگي فرمانده و سرمهندس کشتي هاي اقيانوس پيما بودند جهت شناسايي عوامل مؤثر بر انگيزش دريانوردان ايراني شاغل بر کشتيهاي اقيانوس پيما صورت پذيرفت و نتيجه اين تحقيقات در اختيار استاد راهنما و مشاور قرار گرفت و سپس با راهنمائي اساتيد راهنما و مشاور در قالب روش دلفي پرسشنامه اي بصورت پنج معياري و بر اساس طبف ليکرت تنظيم گرديده و از پاسخ دهنده خواسته شد که اهميت هر يک از عوامل را در ميزان انگيزش شغلي دريانوردان ايراني شاغل بر کشتيهاي تجاري اقيانوس پيما را در قالب يکي از پاسخهاي خيلي کم ، کم ، متوسط ، زياد و خيلي زياد مشخص نمائيد و همچنين در آخر پرسشنامه فرصت اظهارنظر بيان عواملي غير از عواملي که در پرسشنامه بيان شد را نيز به پاسخ دهنده داده شد .
4-2-1-1 توصيف جمعيت شناختي نمونه ها :
تعداد نمونه ها در اين تحقيق 224 نفر بوده است که ويژگيهاي جمعيت شناختي نمونه هاي تحقيق بر حسب تحصيلات ، سن ، سمت در کشتي ، سابقه کاري ، سوابق اجرايي (آموزش ، اداري و ساير … به قرار زير است .

تحصيلات:

جدول 4-1 جدول توزيع پاسخگويان بر حسب تحصيلات

Frequency
Percent
Valid Percent
Cumulative Percent
Valid
ديپلم
54
24.1
24.1
24.1

فوق ديپلم
10
4.5
4.5
28.6

ليسانس
154
68.8
68.8
97.3

فوق ليسانس و بالاتر
6
2.7
2.7
100.0

Total
224
100.0
100.0

نمودار 4-1 نمودار توزيع پاسخگويان بر حسب تحصيلات

همانگونه که در جدول (4-1) و نمودار (4-1) نشان داده شده است از مجموع 224 نفر نمونه آماري ، تعداد 54 نفر ديپلم و تعداد 10 نفر فوق ديپلم و تعداد 154 نفر ليسانس و تعداد 6 نفر فوق ليسانس و بالاتر مي باشد به عبارت ديگر از مجموع اعضاي نمونه آماري 1/24% داراي مدرک ديپلم و 5/4% داراي مدرک فوق ديپلم و 8/68% داراي مدرک ليسانس و7/2% داراي مدرک فوق ليسانس و بالاتر مي باشد.

سن :
جدول 4-2 جدول توزيع پاسخگويان بر حسب سن

Frequency
Percent
Valid Percent
Cumulative Percent
Valid
25-30
49
21.9
21.9
21.9

31-35
43
19.2
19.2
41.1

36-40
61
27.2
27.2
68.3

41-45
42
18.8
18.8
87.1

46
29
12.9
12.9
100.0

Total
224
100.0
100.0

نمودار 4-2 نمودار توزيع پاسخگويان بر حسب سن

همانگونه که در جدول (4-2) و نمودار (4-2) نشان داده شده است از مجموع 224 نفر نمونه آماري ، تعداد 49 نفر داراي سن 35-25 سال ، تعداد 43 نفر بين 35-31 سال تعداد 61 نفر 40-36 سال ، تعداد 42 نفر 45-41 سال و 29 نفر بالاي 46 سال مي باشد به عبارت ديگر از مجموع اعضاي نمونه آماري 9/21% بين 30-25 سال و 2/19 % بين 35-31 سال و 2/27% بين 40-36 سال و 8/18% بين 45-41 سال و 9/12% بالاتر از 46 سال مي باشد

سمت در کشتي :
جدول 4-3 جدول توزيع پاسخگويان بر حسب سمت درکشتي

Frequency
Percent
Valid Percent
Cumulative Percent
Valid
افسران

پایان نامه
Previous Entries سلسله مراتب، روش حداقل مربعات Next Entries حقوق و دستمزد، اوقات فراغت