نتایج آزمایش‌ها به‌کارگیری RASA در زمان‌بندی وظایف مستقل حاکی از این است که قابلیت اجرای RASA در به دست آوردن زمان‌بندی با مدت‌زمان اجرای کم‌تر به‌طور قیاسی خوب است و نسبت به الگوریتم‌های موجود در سیستم‌های توزیع‌شده مقیاس بزرگ، قدم را فراتر نهاده است.
۲-۹-۱۳ الگوریتم ژنتیک جلو رونده (LAGA^[38])
LAGA از اعتبار RD^[39]، برای بهینه‌سازی زمان اجرا و قابلیت اطمینان برنامه کاربردی گردش‌کاری استفاده می‌کند. اعتبار RD، اعتباری مبتنی بر قابلیت اطمینان و وابسته به زمان است که می‌تواند به‌طور مؤثری جهت ارزیابی قابلیت اطمینان منبع در سیستم‌های توزیع‌شده، استفاده شود.

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

GA می‌تواند چندین راه‌حل رضایت‌بخش را برای زمان‌بندی ارائه دهد. تعداد خیلی کمی از GA های پیشنهادی قادرند هم‌زمان اجرا و هم قابلیت اطمینان برنامه کاربردی گردش‌کاری را بهینه کنند. این به علت مشکل بودن نگهداری وابستگی بین وظایف است. BGA^[40] تنها موردی است که در این رابطه می‌شناسیم، اما BGA ممکن است راه‌ حل‌ هایی را ارائه دهد که وابستگی بین وظایف را نقص می‌کند. LAGA قادر است از مسئله راه‌ حل ‌های نامعتبری که BGA پیش می‌آید جلوگیری کند.BGA، تنها GA موجودی است که هم‌زمان اجرا و هم قابلیت اطمینان را برای برنامه‌های کاربردی گردش کاری بهینه می‌کند. بااین‌حال ممکن است، BGA راه‌ حل ‌های نامعتبری را ارائه دهد که وابستگی بین وظایف را نقص می‌کند.
LAGA دارای دو ویژگی است:
۱-الگوریتم ژنتیک را توسط یک عملگر جهشی جدید بر اساس ابتکار اولویت منبع پیشنهادشده بهینه می‌کند.
۲- از یک مکانیزم ارزیابی و اکتشافی جدید استفاده می‌کند.
جهت داشتن زمان‌بندی مطمئن، دو موضوع مهم باید بررسی شود:
چگونه قابلیت اطمینان یک منبع را ارزیابی کنیم؟
چگونه زمان‌بندی مطمئن را بر اساس اطلاعات قابلیت اطمینان منابع اجرا کنیم؟
در کارهای قبلی به‌منظور ارزیابی قابلیت اطمینان منابع، از سیستم‌های اعتبار قدیمی برای نگهداری قابلیت اطمینان منابع در زمان‌بندی‌هایشان استفاده می‌کردند که این کار دو مشکل داشت: اول اینکه از دید منبع، اغلب مدل‌های اعتباری فقط اعتبار یک منبع را بر اساس نرخی که وظایف با موفقیت کامل می‌شوند ارزیابی می‌کند، آن‌ها تأثیر حالت و مدت‌زمان اجرا (سایز) وظیفه را بررسی نمی‌کردند (مثلاً بین A و B)،A نرخ شکست بالاتری دارد اما چون تعداد وظایف بیشتری که سایز زمان اجرای کمتری دارند را تکمیل می‌کند، A اعتبار بیشتری را دارد که این غلط است و دوم اینکه، از دید وظیفه، مدل‌های اعتباری موجود قابلیت اطمینان یکسانی را به تمام وظایف روی یک منبع بر اساس اعتبار آن منبع اختصاص می‌دهند، درصورتی‌که یک وظیفه طولانی‌تر که روی یک منبع غیرمطمئن اجرا می‌شود، احتمال موفقیت کمتری را باید داشته باشد. قابلیت اطمینان منبع می‌تواند توسط اعتباری نظارت شود که می‌تواند به عنوان احتمالی که منبع قادر است بهره‌برداری مورد انتظار سرویس را ارائه دهد، تعریف شود.
در LAGA، اعتبار RD، سایز وظایف در زمان اجرا را با بهره گرفتن از نرخ شکست وظیفه (شکست‌های وظیفه در واحد زمان) بررسی می‌کند تا مقدار اعتبار RD را مشخص کند، همچنین یک اعتبار بلادرنگ را نیز فراهم می‌کند که می‌تواند آن را برای ارزیابی قابلیت اطمینان هر وظیفه به‌طور مستقیم با بهره گرفتن از مدل شکست‌نمایی، به کار برد.
اعتبار RD وابسته به زمان است و الگوریتم محاسبه اعتبار RD قادر است نرخ شکست بلادرنگ را برای یک منبع ارزیابی کند.
LAGA اجرای وظایف را به عنوان یک‌راه حل مناسب با بهره گرفتن از استراتژی Max-Min (ماکزیمم کردن قابلیت اطمینان- مینیمم کردن زمان اجرای برنامه کاربردی) ضمانت می‌دهد. الگوریتم راه‌ حل ‌های متناقض را نمی‌رود، درواقع یک مکانیسم ارزیابی جدیدی را ارائه می‌دهد که قادر است به‌طور هوشمندانه‌تر روند کاری را سرعت بخشد، برای ماکزیمم کردن قابلیت اطمینان باید فاکتور شکست را مینیمم شود.
LAGA میزان شکست یک منبع را پیش‌بینی می‌کند و تأثیر زمان را در نظر می‌گیرد، ازاین‌رو یک اعتبار وابسته به زمان مبتنی بر قابلیت اطمینان را تعریف می‌کند که مستقیماً به نرخ شکست مربوط می‌شود. LAGA شامل مراحل رمزگذاری، تقاطع، جهش، ارزیابی، انتخاب کردن است. اجرای وظیفه در مرحله ارزیابی انجام می‌شود، درحالی‌که در GA ها معمولاً در مراحل تقاطع و جهش انجام می‌شود. این الگوریتم، GA معمولی را توسط یک عملگر جهش جدید که بر اساس اکتشاف اولویت منبع پیشنهادشده می‌باشد، بهینه می‌کند.LAGA از یک مکانیسم ارزیابی و تحول جدیدی استفاده می‌کند، اجرای وظیفه در مرحله ارزیابی کردن با بهره گرفتن از استراتژی Max-Min، بر اساس اکتشاف اولویت وظیفه تعریف‌شده انجام می‌شود. LAGA از مکانیسم ارزیابی و تحول جدیدی استفاده می‌کند که:
عملگرهای تحول نگاشت دادن وظیفه- منبع یک‌راه حل زمان‌بندی را استنتاج می‌کنند.
مرحله ارزیابی وظیفه را به عنوان دسته‌ای از راه ‌حل ‌ها با بهره گرفتن از استراتژی Max-Min پیشنهادشده اما تعیین می‌کند که استراتژی دوفازی است که می‌تواند با GA ها کار کند.
درواقع LAGA مسئله زمان‌بندی مبتنی بر قابلیت اطمینان در محیط‌های محاسباتی توزیع‌شده (مثل ابرها) را، توسط مطرح کردن اعتبار RD که وابسته به زمان است و برای ارزیابی قابلیت اطمینان منبع به کار می‌رود بررسی می‌کند. اعتبار RD از نرخ شکست استفاده می‌کند تا اعتبار منبع را مشخص کند، بنابراین می‌تواند برای ارزیابی قابلیت اطمینان یک وظیفه به‌طور مستقیم با بهره گرفتن از مدل شکست نمایی استفاده شود.الگوریتم محاسبه اعتبار RD می‌تواند تغییرات بلادرنگ اعتبار را به‌طور پویا نظارت کند. بر اساس این اعتبار RD، الگوریتم LAGA پیشنهاد شد تا زمان اجرا و قابلیت اطمینان برنامه‌های کاربردی گردش‌کاری را به‌طور هوشمندانه بهینه کند.نتایج نشان می‌دهد که اعتبار RD قابلیت اطمینان یک برنامه کاربردی را با اعتبارات دقیق‌تر بهبود می‌بخشد، درحالی‌که LAGA راه‌ حل ‌های بهتری را نسبت به لیست اکتشافات موجود فراهم می‌کند و راه‌ حل ‌های بهتر را سریع‌تر از GA قدیمی استنتاج می‌کند.اعتبار RD از نرخ شکست استفاده می‌کند تا اعتبار منبعی را تعریف کند که می‌تواند برای ارزیابی قابلیت اطمینان یک وظیفه با مدل شکست نمایی استفاده شود. الگوریتم محاسبه اعتبار RD می‌تواند تغییرات بلادرنگ اعتبار را به‌طور پویا نظارت کند. سپس بر اساس اعتبار RD، الگوریتم LAGA را برای بهینه‌سازی مدت‌زمان اجرا و قابلیت اطمینان برنامه‌های کاربردی را به‌طور هوشمندانه پیشنهاددهیم.
فصل سوم
روش اجرای تحقیق
در این فصل الگوریتم‌های تکاملی ژنتیک، ازدحام ذرات و رقابت استعماری و مزایا و معایب آن‌ها موردبحث قرار می‌گیرند. همچنین روشی برای ترکیب آن‌ها بر پایه الگوریتم رقابت استعماری ارائه می‌شود.
۳- ۱ الگوریتم ژنتیک
۳-۱-۱ مقدمه
از الگوریتم ژنتیک در روش‌های بهینه‌سازی و حل مسائل استفاده می‌شود. الگوریتم ژنتیک زیرمجموعه‌ای از محاسبات تکامل‌یافته (هوش مصنوعی) است که از قوانین تکامل بیولوژیک طبیعی تقلید می‌کند. الگوریتم ژنتیک، قانون بقای بهترین را اعمال می‌کند. در هر نسل به کمک فرایند انتخابی متناسب باارزش جواب‌ها و تولیدمثل جواب‌های انتخاب‌شده (با کمک گرفتن از عملگرهایی که از ژنتیک طبیعی تقلید می‌کنند), تقریب‌های بهتری از جواب نهایی به دست می‌آید. این فرایند سازگاری نسل‌های جدید با شرایط مسئله را ممکن می‌سازد.
۳-۱-۲ تاریخچه
برای اولین بار تحقیقی درباره استراتژی تکامل توسط ریچنبرگ در سال ۱۹۶۰ ارائه شد و چندین سال نظریه او توسط پژوهشگران متعددی موردبررسی قرار گرفت و سرانجام آقای جان هول‌اند در سال ۱۹۷۵ الگوریتم ژنتیک را ارائه داد.
آقای جان کوزا، برای روند الگوریتم ژنتیک (GA) یک‌زبان برنامه‌نویسی ابداع کرد که همان برنامه‌نویسی ژنتیک (GP) می‌باشد و نرم‌افزاری که توسط او ابداع شد نرم‌افزار LISP می‌نامند.
۳-۱-۳ تاریخچه بیولوژیکی
بدن هر موجود زنده از سلول، هر سلول از کروموزوم و کروموزوم نیز از رشته‌های DNA تشکیل‌شده است. کروموزوم نیز از ژن تشکیل یافته است. به هرکدام از بلوک‌های DNA یک ژن می‌گویند و به مجموعه‌ی ژن‌ها نیز یک ژنوم (Genome) می‌گویند.
۳-۲ ساختار و اجزای الگوریتم ژنتیک
الگوریتم‌های ژنتیک دارای اجزای ذیل می‌باشند:
۳-۲-۱ کروموزوم^[۴۱]
در الگوریتم‌های ژنتیک، کروموزوم‌ها نشان‌دهنده‌ی یک نقطه در فضایی که جستجو در آن انجام می‌گیرد و همچنین یک‌راه حل برای مسئله می‌باشند. کروموزوم‌ها یا همان (راه ‌حل ‌ها), از تعداد ثابتی ژن^[۴۲] که (متغیرهای موردنظر) تشکیل می‌شوند. برای نمایش دادن کروموزوم‌ها، عموماً از کدگذاری دودویی (رشته بیتی) استفاده می‌شود.
۳-۲-۲ جمعیت^[۴۳]
در استفاده از این الگوریتم مجموعه‌ای از کروموزوم‌ها، تشکیل‌دهنده‌ی یک جمعیت می‌باشند که با تأثیر عملگرهای ژنتیکی روی هر جمعیتی، جمعیت جدید (با همان تعداد کروموزوم) تشکیل می‌شود.
۳-۲-۳ تابع برازندگی^[۴۴]
برای حل هر مسئله‌ای با کمک از الگوریتم ژنتیک، اول یک تابع برازندگی تولید می‌گردد که برای هر کروموزوم، این تابع یک عدد غیر منفی را بازمی‌گرداند و این عدد بیانگر شایستگی آن کروموزوم است.
۳-۳ عملگرهای الگوریتم ژنتیک
عملگرهای ژنتیکی که شامل عملگر انتخاب^[۴۵], آمیزش^[۴۶] و جهش^[۴۷] می‌باشند به‌طورمعمول بیشترین کاربرد را در الگوریتم ژنتیک دارند. با تأثیر این عملگرها بر روی یک جمعیت، نسل^[۴۸] بعدی آن جمعیت تولید می‌شود.
۳-۳-۱ عملگر انتخاب (Selection):
از بین کروموزوم‌هایی که در یک جمعیت قراردادند کروموزوم‌های برازنده‌تری که شانس بیشتری برای تولیدمثل دارند انتخاب می‌کند.
روش‌های انتخاب:
انتخاب نخبگان ((Elitist Selection:
با بهره گرفتن از مقدار شایستگی که از طریق تابع ارزیاب دریافت شده است مناسب‌ترین و بهترین عضو هر اجتماعی را انتخاب می‌کند.
نمونه‌برداری با بهره گرفتن از روش چرخ رولت:
به هر فرد در جمعیت موردنظر، یک قطعه‌ای از چرخ را تخصیص می‌دهیم که اندازه آن متناسب با شایستگی فرد می‌باشد. چرخ N (تعداد افراد در جمعیت) بار چرخیده می‌شود و در هر بار چرخیدن آن، فرد زیر نشانگر چرخ انتخاب می‌شود و به عنوان والدین نسل بعدی در مخزن قرار داده می‌شود. پیاده‌سازی آن به‌صورت ذیل می‌باشد:
ابتدا نرخ انتظار کل افرادی که در جمعیت قرار دارند را جمع نمایید و سپس جواب آن را T نام‌گذاری نمایید.
مراحل ذیل را به تعداد N بار تکرار نمایید:
ابتدا یک عدد تصادفی ® بین ۰ و T انتخاب نمایید سپس در بین افراد یک جمعیت نرخ‌های انتظار (مقدار شایستگی) را باهم جمع کنید تا زمانی که مجموع آن بزرگ‌تر مساوی با R گردد آنگاه، فردی که نرخ انتظارش سبب بیشتر شدن جمع از حد موزد نظر می‌شود، به عنوان فرد برگزیده انتخاب می‌کنیم.
شکل ۳-۱ چرخ رولت و روش ارزیابی در آن [۱۳]

«بررسی رابطه استفاده از اینترنت و هویت دینی کاربران»

روش

روش پیمایش ، با بهره گرفتن از پرسشنامه

از روش پیمایش و با بهره گرفتن از تکنیک پرسشنامه بر روی ۱۵۱۶ نفر از کاربران بالای پانزده سال در شهر تهران که از طریق نمونه گیری خوشه ایی (در جامعه آماری خانوار) و هدفمند ( در جامعه آماری کافی نت ) با ضریب اطمینان ۹۵% انتخاب شد.

یافته

در این تحقیق استفاده از اینترنت وعدم استفاده از اینترنت و میزان استفاده از اینترنت متغیرهای مستقلی بوده اند که از اهمیت فراوانی برخوردار بوده است. رابطه معنی داری را میان فضای سایبرنتیک وهریک از سه سطح هویت اجتماعی ( هویت خانوادگی، هویت همسالان وهویت ملی) پاسخگویان را مشخص نساخت (اینترنت بر هویت اجتماعی تاثیری ندارد)

متغیر های مدت استفاده کاربران از اینترنت، واقعی تلقی کردن محتوای سایت ها از سوی کاربران اینترنت، پایگاه اقتصادی، اجتماعی کاربران رابطه و تاثیر معنی داری را با متغیر وابسته تحقیق نشان دادند.

ردیف

۳

۴

نویسنده

عبداللهیان، حمید و رضا نیا، آوات

رفعت جاه، مریم و شکوری، علی

سال

۱۳۸۶

۱۳۸۶

عنوان

« خود واظهار خود در فضای مجازی: مطالعه موردی کاربران سایت کلوب دات کام»

« اینترنت و هویت اجتماعی»

روش

با بهره گرفتن از روش مشاهده به گرد آوری اطلاعات طی دو ماه دی وبهمن ۱۳۸۶ وجمع آوری ۲۰شرح حال فردی با رعایت توزیع سنی وجنسی به صورت تصادفی از سایت کلوب مورد تجزیه وتحلیل قرار گرفت.

پیمایش در شهر سنندج در میان دو گروه از دختران ( آن هایی که از اینترنت استفاده می کردند و آن هایی که استفاده نمی کردند).

یافته

سایت کلوب به مثابه یک فضای ارتباطی و اجتماعی، در بافتار فرهنگ ایرانی قابلیت های زیادی را برای ارتباط از راه دور و ارتباط همزمان در ابعاد جهانی برای کاربرانش فراهم کرده است . کاربران این سایت عمدتا ایرانی و فارسی زبان اند ایشان، پدیده عدم امکان ارجاع به جسم واقعی خود در فضای مجازی سایت کلوب را با کاربرد شیوه های خلاقانه نمایش خود جایگزین و جبران می کنند که خود سبب می شود تا نمایش خود به صورتی تمام وکمال صورت گیرد و فرد هر تصویر دلخواهی از خود را به نمایش بگذارد.
(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت nefo.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

میان دو گروه مذکور به لحاظ هویت دینی، قومی،خانوادگی وهویت شخصی تفاوت معناداری وجود دارد و هویت دینی، قومی وخانوادگی در گروه اول ضعیف تر از افراد گروه دوم می باشد همچنین، هویت شخصی گروه اول ضعیف تر بودکه این موضوع از یک سو نشانگر کاهش تاثیر کانال های سنتی در فرایند هویت سازی دختران و از سوی دیگر بیانگر تحول کیفی در مولفه های هویت یابی است که غالبا خارج از کنترل مراجع سنتی و غیر رسمی( خانواده، قومیت و دین ) و ساختارهای رسمی ( نهادهای متولی نظارت اجتماعی وبرنامه ریزی فرهنگی ) است.

(۲-۶۸)
(۲-۶۹)
حال تقریبی برای مشتق توابع بسل موجود در پشت کروشه، نوشته می‎شود. به عنوان نمونه :

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

(۲-۷۰)
(۲-۷۱)
(۲-۷۲)
=
((۲-۷۳)
بنابراین داریم:
((۲-۷۴)
(۲-۷۵)
حال را به صورت زیر بازنویسی می‎کنیم.
(۲-۷۶)
(۲-۷۷)
(۲-۷۸)
(۲-۷۹)
از آنجایی که ، بنابر این در هر چهار عبارت از جمله های مشترک فاکتور می‎گیریم. و مقادیر و را نیز جایگذاری می‎شود. سپس به جای قرار میدهیم.
و و
پس از انجام محاسبات و ساده سازی معادله (۲-۴۶) در رابطه شفافیت به دست می‎آید. بنابراین:
(۲-۸۰)
۲-۵ نتایج تجربی کاهش پراکندگی از استوانه بینهایت دی الکتریک
پوشیده شده با لایه ای از فراماده
اندرو الو ^[۴۴] وهمکارانش برای و های متفاوت برای قطبش TMZ مناسب ترین نسبت شعاع های استوانه ها را حساب کرده اند]۵۱[و در جدول زیر برای طول موج های تابشی مختلف بیان کرده اند. در این جدول نتایج محاسبه شده برای استوانه های PEC و دی الکتریک، در شعاع های متفاوت نشان داده شده است. در این جدول بهره پراکندگی () و سطح مقطع پراکندگی و سطح مقطع پراکندگی برای حالت بدون پوشش است. اگر در معادلات مربوط به ، حد و ) را اعمال کنیم بدست می‎آید.
شکل(۲-۳). داده های این جدول از طریق محاسبات عددی برای کاهش سطح مقطع پراکندگی از طریق پدیده حذف پراکندگی به دست آمده است]۵۱[.
همانگونه که در این جدول دیده می‎شود، کمترین مقدار سطح مقطع پراکندگی برای استوانه نازک با شعاع دیده می‎شود. در این شعاع، برای استوانه دی الکتریک گذردهی الکتریکی منفی و برای استوانه PEC گذردهی الکتریکی مثبت وجود دارد. هرچقدر شعاع استوانه بزرگتر باشد، کاهش پراکندگی کمتر است.
هر فراماده، یک فرکانس پراکندگی دارد که برای آن فرکانس شرط زیر برقرار است.
(۲-۸۱)
در مدل پراکندگی درود به شکل زیر نوشته می‎شود:
(۲-۸۲)
در رابطه بالا ، فرکانس میرایی است و به میزان افت در فراماده، مربوط می‎شود.
شکل(۲-۴). نمودار تابع برحسب ]۵۱[.
شکل(۲-۵). نمودار تابع برحسب ]۵۱[.
نمودارهای بالا با بهره گرفتن از نرم افزارمتمتیکا رسم شده است و با نتایج بدست آمده از طریق محاسبات ذکر شده در جدول بالا مطابقت دارد.
شکل زیر عملکرد پوشش پلاسمونی نسبت به فرکانس را نشان می دهد. شکل چپ بازده پراکندگی و شکل سمت راست بهره پراکندگی را برای یک استوانه دی الکتریک بی‎نهایت با شعاع و برای قطبش های TM , TE موج تخت تابشی، نشان می‎دهد. قطبش TM بیشتر پراکنده شده است. بنابراین طراحی پوشش بهینه، تاثیر بیشتری روی این قطبش دارد. شکل سمت راست بهره پراکندگی نرمال شده، برای قطبش های TE , TM مربوط به حالت ذره پوشش دار با شعاع و گذردهی الکتریکی در فرکانس را نشان می‎دهد. همانگونه که مشاهده می‎شود، کاهش پراکندگی برای قطبش های TE ,TM در فرکانس های مختلفی انجام می‎شود. کاهش پراکندگی برای قطبش TE در فرکانس پایین تر و عمق کمتری نسبت به قطبش TM اتفاق می‎افتد. اگرچه این اتفاق دور از انتظار نیست. زیرا مقدار مطلق پراکندگی TE در حلت بدون پوشش تیز کمتر است (شکل سمت چپ). و مقدار نشان داده شده در شکل سمت راست، به پراکندگی نرمال شده مربوط به شکل سمت چپ نیز مربوط است.
شکل (۲-۶). بازده پراکندگی برای حالت بدون پوشش و برای حالت با پوشش]۵۱[.
۲-۵-۱ تحلیل حالت ایستا
این حالت برای استفاده می‎شود. در این حد ( به دلیل اینکه مقادیر ضرایب به زاویه تابشی بستگی ندارد و موج پراکنده شده توسط مقدار محدودی از مرتبه های دوقطبی تحت تاثیر قرار می‎گیرد)، تحلیل روابط ساده تر است. در حد ایستا، وابستگی توابع بسل،‎‎ در رابطه ضریب پراکندگی ‎‎ بر حسب ، قابل صرف نظر است. بنابراین، در این حالت جفت شدگی قطبش متقابل^[۴۵] محیط هسته و پوسته قابل صرف نظر است. بنابراین، برای شرایط شفافیت در حالت ایستا، تنها مرتبه اول بسط تیلور در را در نظر میگیریم. معادله (۲-۴۶) تاکید می‎کند که استوانه های نازک، همیشه با مرتبه های پراکندگی غالب در بسط تیلور، پنهان سازی^[۴۶] می‎شوند. برای استوانه های نازک دی الکتریک، ضریب پراکندگی غالب است. در این حالت باید با لایه ای نازک با پوشیده شود. برای استوانه مغناطیسی نیز باید باشد.
می‎‎توان نشان داد]۱۳[که برای استوانه های دی الکتریک معمولی ( و )، تنها جمله های و ، برای قطبش های TM و TE، در معادله غالب هستند و برای استوانه مغناطیسی، تنها غالب است.
شکل (۲-۷). بازده پراکندگی کل، برای استوانه بینهایت دی الکتریک برای سه زاویه مختلف تابشی]۵۱[.
در شکل (۷) یک استوانه دی‎الکتریک با و قطر نرمال شده ، پوشیده شده با لایه ای نازک با شعاع ، را در نظر می‎گیریم. این شکل تغیرات بازده پراکندگی کل( ) به عنوان تابعی از گذردهی الکتریکی، برای زاویه های مختلف تابشی، با قطبش TM موج تخت را نشان می‎دهد. در شکل مشاهده می‎شود که با بهره گرفتن از گذردهی الکتریکی منفی، بازده پراکندگی استوانه به شدت کاهش پیدا می‎کند.در شکل سمت چپ کمترین پراکندگی کل مربوط به شرایط شفافیت در حالت ایستا، است. کمترین مقدار پراکندگی کل به زاویه تابشی نیز بستگی دارد و کمترین حالت، در تابش عمودی با ( با کاهش db50 نسبت به سایر زاویه ها) اتفاق می‎افتد. برای این حالت، غالب است. برای زاویه های تابشی غیر عمود، جفت شدگی با ضرایب TE ، تحت تاثیر عملکرد پنهان سازی قرار می‎گیرد و کاهش پراکندگی کمتر اتفاق می‎افتد. ولی مقدار کاهش بازده پراکندگی مانند زاویه تابشی عمود، در اتفاق افتاده است. همچنان مشاهده می‎کنیم که رزونانس های پلاسمونی، مربوط به شرایط شفافیت، مقدار منفی است. همانگونه که مشاهده می‎شود، رزونانس برای زاویه تابش عمود ( به دلیل عدم جفت شدگی بین قطبش ها در زاویه عمود) وجود ندارد. ولی هنگامی که زاویه تابش مایل می‎شود، به دلیل جفت شدگی قطبش متقابل^[۴۷] ، رزونانس وجود دارد. به همین دلیل، یک قله تیز برای مقدار منفی وجود دارد. در محدوده مثبت ، یک فرورفتگی کوچک دیگری در بازده پراکندگی، برای دیده می‎شود. این فرورفتگی مربوط به شرایط شفافیت، در است. این فرورفتگی برای درجه دیده نمی‎شود. و این موضوع نشان دهنده عدم حضور جفت شدگی بین قطبش ها، در زاویه نود درجه است.
شکل (b) یک استوانه با هندسه مشابه با استوانه شکل (a) است. ولی خصوصیات مغناطیسی آن توسط موج تخت TMz تحریک می‎شود. همه پارامترها نیز با شکل (a) یکسان است. بازده پراکندگی استوانه در این شکل نشان داده شده است. برای این حالت، غالب است. کاهش پراکندگی در و دیده می‎شود. همانگونه که از شکل پیداست، در این حالت کاهش بازده پراکندگی استوانه به زاویه تابشی بستگی ندارد. عدم حضور پراکندگی در مدهای مرتبه بالاتر، باعث می‎شود که عملکرد پوشش، با تغیرات زاویه تابشی ثابت باقی می‎ماند. هنگامی که باشد، تنها دو جزئ مماسی میدان صفر نیستند ( ) برای قطبش TMz و ( ) برای قطبش TEz). به همین دلیل در مساله پراکندگی،یک ماتریس داریم. وابستگی زمانی در این معادلات توسط بیان می‎شود. بازده پراکندگی کل، به عنوان نسبت نرمال شده سطح مقطع پراکندگی در مقطع استوانه بیان می‎شود. با تنظیم خصوصیات فیزیکی و الکتریکی پوشش فراماده، می‎توان پراکندگی از سطح مقطع استوانه را توسط مرتبه های غالب پراکندگی کنسل، و با صفر کردن مقدار ضریب پراکندگی ، کمینه کرد.
۲-۶ کاهش پراکندگی از سطح اجسام کروی پوشیده شده با لایه ای از
فراماده
در این بخش امکان استفاده از پوشش های فرامواد و پلاسمونی، برای کاهش چشم گیر سطح مقطع پراکندگی کل، از اشیا کروی مورد بحث قرار گرفته است. اگرچه انتظار می رود افزایش سایز فیزیکی اشیا منجر به افزایش سطح مقطع پراکندگی کل شود، می بینیم که چگونه یک طراحی مناسب این پوشش های بدون افت فرامواد، در نزدیکی فرکانس پلاسمای آنها، منجر به کاهش چشم گیر سطح مقطع پراکندگی می شود و این اشیا را برای یک ناظر بیرونی تقریبا نامرئی یا شفاف می سازند.
۲-۶-۱ پنهان سازی کره با پوشش فراماده
یک روش برای پنهان ساختن اشیا با پوشش های فراماده این است که متناسب با جسم مورد نظر، یک پوشش برای آن طراحی کنیم که با تغیر سایز و شکل جسم، پوشش فراماده هم تغییر می کند.
برای این منظور استفاده از موادی با پارامترهای الکترومغناطیسی تشکیل دهنده منفی با مقدار ناچیز، رامورد توجه قرار می دهیم، بعنوان مثال فلزات نجیب نزدیک فرکانس پلاسما، یا فرامواد با پارامترهای منفی.
۲-۶-۲ اصول نظری کاهش پراکندگی از سطح اجسام کروی
برای بررسی اصول نظری پدیده کاهش سطح مقطع پراکندگی کل از نانوذرات کروی، کره دی الکتریک همگن با گذردهی الکتریکی و نفوذپذیری مغناطیسی µ و شعاع a را در فضای آزاد در نظر می گیریم. می خواهیم اثر قرار دادن یک پوسته کروی بر روی کره زیر را بررسی کرده و ببینیم آیا با در نظر گرفتن پوشش فراماده، می توان سطح مقطع پراکندگی آن را بطور قابل ملاحظه ای کاهش داد، که این پدیده برپایه خنثی شدن جمله های دوقطبی ناشی الکتریکی و مغناطیسی از یک ذره کروی رسانا می باشد]۴۸[.
شکل(۲-۸) ذره کروی پوشیده شده با لایه ای از فراماده ]۴۸[.
موج تابشی را یک موج تخت و تکفام با تغییرات زمانی (e^jωt) در نظر می گیریم. با بهره گرفتن از تئوری بسط مای^[۴۸] برای مختصات کروی، میدان های پراکنده شده را بصورت مجموعه ای ازهارمونیک های کروی با دامنه مختلط در نظر می گیریم که n یک عدد طبیعی است. پس از انجام محاسبات و رسیدن به ماتریس پراکندگی مورد نظر را بدست می‎آوریم. سطح مقطع پراکندگی کل از ذرات کروی به صورت زیر است.
(۲-۸۳)

شکل (۵-۱): اندازه ­گیری کرنش به روش خط‌کشی [۴۵]
در روش ترد یک پوشش ترد در محل مورد مطالعه کشیده می­ شود، این شیوه یک روش کیفی می­باشد و پس از ایجاد کرنش، قطعه دچار ترک می­گردد (شکل (۵-۲)).

شکل (۵-۲): اندازه ­گیری کرنش در روش ترد [۴۵]
یکی از بهترین روش­های اندازه ­گیری کرنش استفاده از کرنش­سنج مقاومتی- الکتریکی است. البته کرنش­سنج­­های زیادی مانند کرنش­سنج نوری، مکانیکی و… وجود دارد، ولی رایج‌ترین آنها مقاومتی- الکتریکی است. دلیل اصلی این کاربرد زیاد، دقت زیاد، دامنه گسترده کاربرد و شرایط دمایی می­باشد. البته قیمت ارزان و راحتی نصب نیز از مزایای دیگر می­باشد [۴۵]، (شکل (۵-۳، ۵-۴)).

شکل (۵-۳): کرنش­سنج مقاومتی- الکتریکی [۴۵]

شکل (۵-۴): کرنش­سنج نوری و مکانیکی [۴۵]
کرنش­سنج­های مقاومتی براساس قانون اهم ساخته شده است چرا که با حجم ثابت رسانا، اگر طول افزایش یابد، مقاومت الکتریکی کم می­ شود، (شکل (۵-۵)). این تغییر مقاومت با معادله زیر قابل محاسبه است [۴۶].
(۵-۱)
(۵-۲)

شکل (۵-۵): تغییر مقاومت براساس تغییر طول
در روابط بالا مقاومت الکتریکی یک رسانا به ازای طول ، سطح مقطع و چگالی می­باشد.
مهمترین پارامتر کرنش­سنج حساسیت آن نسبت به کرنش اعمال شده است. این پارامتر را فاکتورگیج^[۷۹] می­نامند. هرچقدر این پارامتر بیشتر باشد تغییر مقاومت نسبت به کرنش بیشتر می­باشد و هرچقدر تغییر مقاومت بیشتر باشد، اندازه ­گیری آن راحت­تر و دقیق­تر می‌باشد. فاکتور گیج که با در رابطه زیر نشان داده شده است، برابر با تقسیم بر کرنش است.
(۵-۳)
کرنش­سنج­های مقاومتی از مواد مختلف جهت کاربردهای متفاوت ساخته می­ شود. جنس، شرایط کاربرد و مشخصات آنها در جدول (۵-۱) آورده شده است. همچنین اجزای یک کرنش­سنج الکتریکی در شکل (۵-۶) نشان داده شده است.

شکل (۵-۶): اجزای تشکیل دهنده کرنش­سنج مقاومتی [۴۷]
جدول (۵-۱): مشخصات کرنش­سنج­های مقاومتی [۴۷]

همانگونه که در جدول (۵-۱) نشان داده شده است کرنش­سنج­ها دارای حساسیت نسبت به دما می­باشند، در واقع با افزایش دما مقاومت و طولشان تغییر می­ کند، راه ­هایی جهت جبران این خطا وجود دارد که در ادامه بحث خواهد شد.
این حسگرها محدودیت­هایی از جمله محدودیت دمایی، خستگی، میزان کرنش و محیط اندازه ­گیری دارند. مشخصات مهم و نکات کلیدی در مورد کرنش­سنج­ها بصورت ذیل خلاصه می­ شود.

• • کرنش­سنج­ها ساده، سبک و دارای حجم اندک هستند به نحوی که در میزان تنش موجود در قطعه تاثیر محسوسی نمی­گذارند.

• • امکان اندازه ­گیری در فواصل نزدیک به هم توسط این حسگرها وجود دارد.

• • • پاسخ فرکانسی مناسب برای ثبت نوسانات سریع از دیگر ویژگی­های آن‌هاست.

    (( 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. ))

• • امکان اندازه ­گیری همزمان در چند نقطه و قابلیت اندازه ­گیری از راه دور وجود دارد.

• • خروجی الکتریکی این حسگرها جهت پردازش داده بسیار مناسب است.

    1. 1. محاسبه کرنش

در عمل کرنش­های بوجود آمده کمتر از ۰۰۱/۰ است. این کرنش در واقع حداکثر تغییر کرنش خواهد بود که تغییر مقاومت بسیار کوچکی را ایجاد می­ کند. برای مثال کرنش ۵۰۰ میکرو در یک کرنش سنج ۱۲۰ اهم با گیج فاکتور ۲ تغییر مقاومتی معادل ۱۲/۰ اهم ایجاد می­ کند. برای اندازه ­گیری چنین تغییر مقاومتی نیازمند پیکربندی الکتریکی خاصی هستیم. پیکربندی مناسب این کار پل وتستون^[۸۰] می­باشد.
در سال ۱۸۴۳ فیزیکدان انگلیسی چارلز وتستون مداری را به صورت پل ابداع کرد که به کمک آن می­توانست مقاومت الکتریکی را اندازه ­گیری کند. این کار را با مقایسه مقاومت­های مجهول با مقاومت­های معلوم انجام می­داد. البته امروزه این مدار با توجه به خاصیت ویژه آن کاربردهای دیگری نیز پیدا کرده است [۴۸].
پل وتستون دارای چهار بازو می­باشد که تحت ولتاژ ورودی قرار می­گیرد. با اندازه ­گیری ولتاژ خروجی می­توان تغییر مقاومت را اندازه ­گیری کرد که بصورت زیر قابل محاسبه است [۴۹]، (شکل (۵-۶)).
(۵-۴)

شکل (۵-۷) پل وتستون [۴۹]
زمانی که برابر با صفر باشد خواهد بود. به این حالت بالانس پل می­گویند. در این وضعیت تغییر مقاومت باعث بوجود آمدن تغییر در ولتاژ خروجی می­گردد که می ­تواند مثبت یا منفی باشد [۴۸].
با بهره گرفتن از پل وتستون می­توان تغییر مقاومت کرنش­سنج را اندازه ­گیری کرد. این کار را به سه روش می­توان انجام داد. در روش اول مقاومت را با کرنش­سنج جایگزین می­کنیم به این روش، روش ربع پل شکل (۵-۸) می­گویند. در این حالت تغییر مقاومت یک کرنش­سنج با معادله زیر محاسبه می­ شود.
(۵-۵)

شکل (۵-۸): ربع پل [۴۹]
با بهره گرفتن از معادله زیر می­توان تغییر ولتاژ خروجی را محاسبه کرد.
(۵-۶)

۲–۲-۱- رابطه میان رهبری اصیل واشتیاق شغلی
پژوهش های چندی روابط میان اشتیاق شغلی و رهبری اصیل را بررسی کرده اند که نتایج برخی از این پژوهش ها در ذیل آورده می شود.

• • تحقیقات انجام شده درداخل کشور

نقی زاد ه باقی، زاهد بابلان، آخربین، (۱۳۹۲) در پژوهشی با عنوان «نقش سبک رهبری خدمت گزار و یادگیری سازمانی در اشتیاق شغلی پرستاران، دانشگاه علوم پزشکی اردبیل » به این نتیجه رسیدند که بین سبک رهبری و یادگیری سازمانی با اشتیاق شغلی رابطه مثبت و معنی دار وجود داشت. و سبک رهبری خدمت گزار و یادگیری سازمانی دارای میانگین بالاتری نسبت به میانگین مفهومی بودند، همچنین نتایج نشان داد که سبک رهبری خدمت گزار و یادگیری سازمانی می تواند اشتیاق شغلی را پیش بینی نماید.
میرمحمدی، رحیمیان، جلالی خان آبادی، (۱۳۹۱) در پژوهشی با عنوان «رهبری اصیل و دلبستگی شغلی: اعتماد به مثابه متغیر میانجی» هدف این پژوهش بررسی رابطه رهبری اصیل و دلبستگی شغلی با توجه به نقش اعتماد است. اعتماد بین فردی به عنوان متغیر میانجی اثر کامل در رابطه بین رهبری اصیل و دلبستگی شغلی دارد. به عبارت دیگر، رهبری اصیل از طریق اعتماد بین فردی، میزان دلبستگی شغلی کارکنان را تحت تاثیر قرار می دهد.
کاهه (۱۳۹۱) در پژوهشی با عنوان «رابطه رهبری اصیل با عملکرد خلاق و اشتیاق به کارکارکنان شرکت خودروسازی زامیاد» نشان می دهد که متغیر میانجی اشتیاق به کار، اثر نسبتا کاملی در رابطه بین رهبری اصیل و عملکرد خلاق دارد و رهبری اصیل با تأثیرگذاری بر روی اشتیاق به کارکنان، می تواند نقش به سزایی در بهبود عملکرد خلاق داشته باشد. این پژوهش به طورتجربی رهبری اصیل را به عنوان یک الگوی رفتاری مناسب جهت بهبود اشتیاق به کار کارکنان و شکوفایی عملکرد خلاق در سازمان معرفی می نماید.

• • تحقیقات انجام شده در خارج کشور

گوتیرز (۲۰۱۴) در تحقیق خود با عنوان «اکتشاف جو روانی، محیط کار دوستی و نیازهای روانی در رهبری تحول آفرین و اشتیاق شغلی» نشان داد بین رهبری تحول گرا و اشتیاق کار رابطه معنی داری وجود دارد و نیازهای روانی تا حدی به رابطه واسطه ای بین رهبری و اشتیاق کار مربوط می شود.
یان لیو (۲۰۱۲) در پژوهش خود با عنوان «ارتباط رهبری اصیل و اشتیاق رفتار و عملکرد شغلی» نشان داد که از رهبری اصیل می توان برای پیش بینی امنیت روانی کارکنان، تعامل شغل، سلامت مثبت کارکنان، اشتراک دانش و رفتار انحرافی کارکنان استفاده کرد. و همچنین رابطه بین رهبری اصیل و عملکرد شغلی از طریق اثر میانجی تعامل کار به صورت غیرمستقیم حمایت می شود.

(( 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. ))

ویفالد^[۱۷۴] (۲۰۰۸) در پژوهش خود با عنوان« بررسی اشتیاق شغلی، رهبری تحولی و رابطه ساختاری روانشناختی» نشان داد که با بهره گرفتن از رگرسیون سلسله مراتبی یک ارتباط قوی بین اشتیاق شغلی، رهبری و ساختار روانشناختی وجود دارد.
۲-۲-۲- رابطه میان سرمایه روانشناختی و اشتیاق شغلی
پژوهش های چندی روابط میان اشتیاق شغلی وسرمایه روانشناختی را بررسی کرده اند که نتایج برخی از این پژوهش ها در ذیل آورده می شود.

• • تحقیقات انجام شده در داخل کشور

مقیمی مفرد (۱۳۹۳) درپژوهشی با عنوان «بررسی رابطه سرمایه روانشناختی با اشتیاق شغلی و میل ماندن در شغل کارکنان بهره برداری شرکت نفت گچساران» به این نتیجه دست یافته که بین مؤلفه های سرمایه روانشناختی و اشتیاق شغلی رابطه معناداری وجود دارد.
نجاری و همکاران (۱۳۹۲) در پژوهشی با عنوان بررسی و تبیین نقش سرمایه روانشناختی در پیامدهای سازمانی به یافته های زیر دست یافتند که سرمایه روانشناختی آثار و پیامدهای مثبتی بر عملکرد شغلی، رضایت شغلی و تعهد سازمانی دارد. در این میان، مؤلفه تاب آوری دارای بالاترین رتبه و خوش بینی، پایین ترین رتبه را داشته اند. همچنین این بررسی نشان داد که جو سازمانی نقش متغیرتعدیل گرمیان سرمایه روانشناختی و پیامدهای سازمانی ایفا می کند.
هاشمی شیخ شبانی و همکاران (۱۳۹۲) در پژوهشی با عنوان «بررسی اثر جو روانشناختی و خود ارزشیابی های محوری بر عملکرد وظیفه ای و قصد ترک شغل با میانجی گری اشتیاق شغلی در کارکنان شرکت صنایع چوب و کاغذ ایران (چوکا)» نشان داد که جو روانشناختی هم به طور مستقیم و هم از طریق اشتیاق شغلی و فقط از طریق اشتیاق شغلی با عملکرد وظیفه ای رابطه دارد. همچنین خودارزشیابی های محوری هم به طور مستقیم و هم از طریق اشتیاق شغلی با عملکرد وظیفه ای و فقط از طریق اشتیاق شغلی با قصد ترک شغل رابطه دارد.
شهبازی (۱۳۹۲) درتحقیقی با عنوان «تأثیر آموزش سرمایه روانشناختی بر عملکرد شغلی و اشتیاق شغلی» نشان داد که تأثیر معنادار مداخله آموزشی بر سرمایه روانشناختی و اشتیاق شغلی بود ولی تأثیری بر عملکرد شغلی نداشت.
دیانتی نسب (۱۳۹۲) در پژوهش خود با عنوان « بررسی نقش واسطه گری استرس شغلی در رابطه بین سرمایه روانشناختی و عملکرد شغلی کارکنان واحد عملیاتی منطقه دشت گز نفت و گاز گچساران» به این نتیجه رسید که بین استرس شغلی و عملکرد شغلی رابطه منفی و معنادار و بین سرمایه روانشناختی و عملکرد شغلی رابطه مثبت و معنادار وجود دارد، استرس شغلی و عملکرد شغلی با واسطه گری روانشناختی رابطه معناداری وجود دارد.
علیپور، صفاری نیا، صرامی فروشانی، آقاعلیخانی، آخوندی (۱۳۹۲) در پژوهشی با عنوان «بررسی اثربخشی مداخله سرمایه روانشناختی لوتانز بر فرسودگی شغلی کارشناسان شاغل در شرکت ایران خودرو دیزل». نتیجه به دست آمده این است که : با توجه به یافته ها می توان گفت برنامه مداخله ای لوتانز بر کاهش فرسودگی شغلی به ویژه خرده مقیاس های خستگی هیجانی و مسخ شخصیت موثر است. بنابراین می تواند راهکار اجرایی مناسبی جهت کاهش فرسودگی شغلی باشد.
رحیمی و همکاران (۱۳۹۱) درتحقیقی با عنوان« رابطه سرمایه روانشناختی در محیط کار کارکنان با شور و شوق کاری آنان در سازمان» نشان داد که همبستگی میان مجموع عوامل روانشناختی مثبت با شور و شوق کاری قوی تر از همبستگی میان تک تک اجزای تشکیل دهنده آن است و این بدان معناست که عوامل سرمایه روانشناختی در محیط کار دارای اثری هم افزاینده است. در مجموع یافته ها نشان داد متغیرهای سرمایه روانشناختی در محیط کار هم چون خوش بینی، عاطفه مثبت و سرزندگی از آن جهت که می توانند رفتارهای انگیزشی و کاری کارکنان را پیش بینی نمایند.
جمال زاده (۱۳۹۱) در پژوهشی با عنوان «بررسی رابطه میزان اشتیاق شغلی و ابعاد نگرش های کاری کارکنان در دستگاه های اجرایی شهرستان کاشمر» نشان داد که میزان اشتیاق شغلی در بین کارکنان اجرایی شهرستان کاشمر به مقدار زیاد می باشد، همچنین بین اشتیاق شغلی و ابعاد نگرش های کاری کارکنان از منظرانرژی حرفه ای، فداکاری حرفه ای و شیفتگی حرفه ای رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. همچنین یافته های این پژوهش نشان می دهد که بین میزان اشتیاق شغلی و ابعاد نگرش های کاری از منظر رضایت شغلی و تعهد سازمانی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد.اما بین اشتیاق شغلی و قصد ترک خدمت رابطه معناداری وجود ندارد. نتایج این پژوهش گویای ارتباط تأثیر مفاهیم سازمانی مثبت در ایجاد پیامدهای مثبتی چون رضایت شغلی و تعهد سازمانی است. مدیران سازمان ها باید با تأکید بیشتر برای ایجاد اشتیاق درکارکنان نسبت به شغلشان، پیامدهای مثبت حاصل ازآن را به خود و سازمان ها یشان بازگردانند.

• • تحقیقات انجام شده درخارج کشور

هربرت (۲۰۱۱) نیز در پژوهش خود با عنوان «رابطه سرمایه روانشناختی با برخی نگرش های شغلی» نشان داد که سرمایه روانشناختی با استرس شغلی و فرسودگی رابطه منفی دارد و با اشتیاق شغلی رابطه مثبت دارد. که همگی به شکل مستقیم و یا غیرمستقیم تأثیر به سزایی درتمایل به ماندن در سازمان کارکنان دارند.
لوک^[۱۷۵] (۲۰۱۱) نیز در پژوهش خود که در میان ۲۰۰ پزشک هندی به بررسی رابطه هیجانات مثبت و سرمایه روانشناختی با میانجی گری استرس شغلی ادراک شده، رضایت شغلی پرداخته بود نشان داد که هیجانات مثبت روی سرمایه روانشناختی تأثیر می گذارد و سرمایه روانشناختی نیز نقش میانجی بین استرس شغلی ادراک شده، رضایت شغلی و در نهایت تمایل به خروج از سازمان دارد.
هاستینگ (۲۰۱۰) در پژوهش خود نشان داد که رابطه مثبت و معناداری بین مؤلفه های سرمایه روانشناختی و اشتیاق کارکنان وجود دارد. هر چند، تمام مؤلفه های سرمایه روانشناختی در ایجاد اشتیاق از اهمیت برخور داررند با این حال دو مؤلفه امیدواری و خودکارآمدی از قابلیت پیش بینی بالاتری برخوردار هستند.
آوی و همکاران (۲۰۰۶) نشان دادند که منابع مثبت کارکنان یا همان سرمایه روانشناختی آن ها رابطه مثبت دارد. براساس این مطالعه هیجانات مثبت به طورمستقیم بارفتارهای مدنی سازمان رابطه دارند، در این مطالعه همچنین نشان داده شد که سرمایه روانشناختی با اشتیاق شغلی ازطریق هیجانات مثبت رابطه غیرمستقیم دارد.
در اولین مطالعات در مورد رابطه بین سرمایه روانشناختی و پیامدهای شغلی، لوتانز و همکاران (۲۰۰۵) در مطالعه ای در بین کارگران چینی، رابطه بین هرکدام از مؤلفه های سرمایه روانشناختی با عملکرد شغلی و همین طور رابطه سرمایه روانشناختی کلی را با عملکرد آزمودند که نتایج نشانگر این بود که سرمایه روانشناختی با عملکرد شغلی حتی بیشتر از هرکدام مؤلفه هایش به تنهایی رابطه مثبت مستقیم دارد.
۲-۲-۳- رابطه میان رهبری اصیل و سرمایه روانشناختی
پژوهش های چندی روابط میان رهبری اصیل و سرمایه روانشناختی را بررسی کرده اند که نتایج برخی از این پژوهش ها در ذیل آورده می شود.

• • تحقیقات انجام شده در داخل کشور

میرمحمدی، رحیمیان (۱۳۹۳) در پژوهشی با عنوان «بررسی تأثیر رهبری اصیل برخلاقیت فردی کارکنان با توجه به نقش میانجی گری سرمایه روانشناختی» نشان دادند که همبستگی مثبت و معناداری بین دو متغیر رهبری اصیل و سرمایه روانشناختی وجود دارد و رهبری اصیل قابلیت های سرمایه های روانشناختی را تحت تأثیر قرار می دهد.
نیک پی (۱۳۹۳) در پژوهشی با عنوان «بررسی تأثیر ادراک رهبری اصیل بر رفتار شهروندی سازمانی از طریق سرمایه روانشناختی در میان اعضای هیأت علمی دانشگاه های خرم آباد»، نتایج پژوهش حاکی از آن است که رهبری اصیل به طور مستقیم و غیرمستقیم بر رفتارهای شهروندی سازمانی تأثیرگذار است، البته تأثیر غیر مستقیم رهبری اصیل بر هر دو بعد رفتار شهروندی سازمانی بیشتر از تأثیر مستقیم آن است. همچنین نتایج پژوهش نشان داد ادراک رهبری اصیل زنان و مردان متفاوت نیست اما میزان سرمایه روانشناختی و رفتار شهروندی سازمانی مردان بیشتر از زنان می باشد. سطح ادراک رهبری اصیل، میزان سرمایه روانشناختی و رفتار شهروندی سازمانی اعضای هیأت علمی دانشگاه علوم پزشکی لرستان در بین دانشگاه های مورد مطالعه پائین تر است. در نهایت مشاهده گردید مرتبه علمی اعضای هیأت علمی در ادراک رهبری اصیل، میزان سرمایه روانشناختی و رفتار شهروندی سازمانی آنان تأثیرگذار نمی باشد.
خلیلی باهر (۱۳۹۲) در پژوهشی با این عنوان« بررسی ارتباط رهبری اصیل با خلاقیت با توجه به نقش میانجی سرمایه روانشناختی کارکنان اداره کل آموزش فنی وحرفه ای استان گیلان» نشان می­دهد بین تمام متغیرهای تحقیق ارتباط معناداری وجود دارد و نقش متغیر میانجی محدود می باشد.

• • تحقیقات انجام شده درخارج کشور

شلایر (۲۰۱۴) در تحقیق خود با عنوان« نقش تعدیل کنندگی فرهنگ سازمانی و اقلیم روانی در رابطه بین رهبری اصیل و رفتارهای تعارض سازنده » بیان می کند که با بهره گرفتن از رگرسیون چند متغیره نشان داد که بین رهبری اصیل و رفتارهای تعارض سازنده رابطه مثبت و معناداری وجود دارد.
کوگینز (۲۰۱۲) در پژهش خود با عنوان« رابطه برداشت پیروان از رهبران، رفتاررهبری خدمت گزار به دنبال چهارجزء سرمایه روانشناختی» و با بهره گرفتن از رگرسیون چندگانه سلسله مراتبی نشان می دهد که بین رهبری خدمت گزار و اجزاء سرمایه روان شناختی (امید، خودکارآمدی) رابطه مثبت و معنی داری وجود دارد.
رندی پون (۲۰۱۲) در تحقیق خود با عنوان «تأثیر رهبری یکپارچه به دنبال سلامت روان و سرمایه روانی» نشان می دهد که بین رهبری یکپارچه و سرمایه روانی که شامل امید، خوش بینی و انعطاف پذیری است رابطه مثبت و معنی داری وجود دارد.
رینولدز (۲۰۱۰) در پژوهش خود با عنوان «اثر یک رویکرد قوی به رهبری توسعه در سرمایه روانشناختی و ظرفیت های رهبری مبتنی بر ایمان مذهبی مؤسسات آموزش عالی» نشان داد که بین رهبری معتبر با چهارحالت سرمایه روانشناختی رابطه مثبت و معنی داری وجود دارد.
کارول عبدالله (۲۰۰۹) درپژوهش خود با عنوان «مطالعه رابطه رفتارهای رهبری مثبت و پیروان سرمایه روانی» بیان می کند که همبستگی در رهبری مثبت و سرمایه روانی نزدیک به صفراست و از نظر آماری معنی دار بوده است. و همچنین بیان می کند که هر دو رفتار رهبری و سرمایه روانشناختی از یکدیگر مستقل هستند.