|
|
08/0
080/0
همانطور که مشخصه های برازندگی جدول نشان می دهد داده های این پژوهش با ساختار عاملی و زیربنای نظری تحقیق برازش مناسبی دارد و این بیانگر همسو بودن سوالات با سازه های نظری است. همانطور كه بيان شد کیفیت خدمات خود از 5 بعد ديگر تشكيل شده است كه براي نشان دادن اهميت هر يك در شكلگیری کیفیت خدمات از يك ساختار عاملي ديگر استفاده شد كه نتايج آن در خروجي زير آمده است. شكل 4‑4 مدل اندازه گیری نقش ابعاد کیفیت خدمات شكل 4‑5 مقادير t در مدل اندازه گیری نقش ابعاد کیفیت خدمات بر اساس اطلاعات موجود پاسخگویی مهمترین متغیر تبیین کننده کیفیت خدمات است. تضمین کیفیت و عوامل محسوس به طور مشترک در رتبه دوم قرار گرفته اند. قابلیت اطمینان در رتبه سوم و همدلی در رتبه آخر قرار گرفته است. لیکن مقدار t برای هر پنج متغیر بالای 96/1 بوده و به لحاظ آماری مشخص می شود این پنج بعد از توانایی لازم برای اندازه گیری مفهوم کیفیت خدمات با نشانگرهای خود هستند. لذا با توجه به اينكه اهميت نشانگرها در اندازه گيري اين 5 بعد و اهميت اين ابعاد در اندازه گيري کیفیت خدمات مي توان اطمينان حاصل نمود كه متغير هاي مورد نظر محقق به درستي اندازه گيري شده و زمينه لازم را براي ورود به فاز ساختاري دارند. بعد از پالايش متغير هاي مربوط به کیفیت خدمات، در اين مرحله مي توان مدل اندازه گيري بعد متغیر های وابسته و میانجی را مطالعه نمود. مدل اندازه گیری یا تحلیل عاملی تاييديی متغیر های وابسته و میانجی بعد از حصول اطمينان در مورد ابعاد متغير کیفیت خدمات، ابعاد متغیر های وابسته و میانجی مورد توجه قرار گرفت. اين بعد نيز در قالب مدل اوليه قابل اجرا در نرم افزار نبوده و وجود خطاي تداخل عاملي گزارش شد. ليكن مراحل اصلاح براي اين مدل نيز بايد اجرا شود. همانطور که در روش شناسی مدل معادلات ساختاری مطرح است محقق باید با استفاده از معنی داری مقدار تفاوت آماره کای اسکویر نسبت به اصلاح مدل و پیشبرد مراحل اقدام نماید. در این راستا از آزمون D2 که از روی مقدار کاهش کای اسکویر و تفاوت معنی داری آن قضاوت می کند استفاده شده است. بر اساس جدول 8-4 مشاهده می شود که مدل اولیه پس از پنج مرحله و در قالب مدل ششم به زیر بنای مناسب عاملی جهت استفاده در مدل ساختاری رسیده است. لذا انجام عملیات اصلاح که با آزاد نمودن مقدار کوواریانس های بین نشانگرها جهت دستیابی به بهترین ماتریس کوواریانس انجام شده است در مدل هفتم متوقف شده است. شكل 4‑6 مدل اوليه اندازه گيري متغیر های وابسته و میانجی لذا براساس یافته های این مدل می توان در مورد مناسب بودن سوالات انتخابی محقق برای سنجش سازه ها و احتمالا کنار گذاشتن سوالات بی معنی هر سازه با دقت بسیار بیشتری نسبت به مدل اولیه تصمیم گیری نمود. مقادیر ريشه دوم برآورد واريانس خطاي تقريبRMSEA، نیز در گام پنجم به مقدار قابل قبول رسیده است. لذا می توان پارامتر های برآورد شده در مدل ششم را به لحاظ آماری قابل اتکا دانست و ازآن جهت تطابق پذیری نشانگرها با سازه های مورد مطالعه استفاده نمود. جدول 4‑9 تفاوت مقادیر کای اسکویر در تعیین اثر بخشی اصلاح مدل اولیه اندازه گيري متغیر های وابسته و میانجی
برای دانلود متن کامل این فایل به سایت torsa.ir مراجعه نمایید. |
yle="box-sizing: inherit; width: 1104px;">
مدل های برازش یافته |
c2 |
c2Δ |
df |
مقدار RMSEA |
معنی داری کاهش کای اسکویر |
مدل اول |
41/822 |
— |
199 |
145/0 |
— |
مدل دوم(شروع اصلاح) |
95/766 |
بالاي 75/2 |
195 |
موضوعات: بدون موضوع
لینک ثابت
[شنبه 1399-09-22] [ 06:58:00 ق.ظ ]
|
|
113/0
341/0
048/0
245/0
058/0
403/0
765/0
وفاداري مشتريان (L)
603/0
024/0
248/0
321/0
312/0
301/0
315/0
118/0
038/0
803/0
باداشتن داده هاي مدل هاي اندازه گيري و نتايج بررسي روايي تشخيصي، مي توان به آزمون مدل تحقيق پرداخت زيرا محقق مطمئن شده ساختار هاي خود را به خوبي اندازه گيري نموده است. مدل ساختاری(مدل تحلیل مسیر) پس از طی مراحل تصدیق مدل اندازه گیری در این مرحله می توان به آزمون روابط بین سازه های تحقیق پرداخت. به این منظور مدل مورد نظر در نرم افزار لیزرل پیاده شد. با توجه به اینکه مقدار ريشه دوم برآورد واريانس خطاي تقريبRMSEA برای مدل ساختاری تحقیق بالاتر از 1/0 گزارش شده است لذا جهت برآورد دقیق ضرایب مسیر برای آزمون فرضیات تحقیق نیاز به اصلاحات وجود دارد. در جدول 12-4 مراحل اصلاح مدل آمده است. همانطور که در روش شناسی مدل معادلات ساختاری مطرح است محقق باید با استفاده از معنی داری مقدار تفاوت آماره کای اسکویر نسبت به اصلاح مدل و پیشبرد مراحل اقدام نماید. در این راستا از آزمون D2 که از روی مقدار کاهش کای اسکویر و تفاوت معنی داری آن قضاوت می کند استفاده شده است. شناسايي محدوديتها و اضافه كردن پارامترهاي اضافي دو راه حل برای اصلاح واقعی مدل های لیزرلی است. در رویکرد شناسایی محدودیت ها، اگر مدلي معين نشده باشد، برخي از محدوديتهاي مشخصي مورد نياز است كه بر مدل تحميل شود. مهمترين استراتژي مورد استفاده در اين ارتباط در علوم انسانی، محدوديت – صفر[114] است. يعني ميبايستي برخي از عوامل ساختاري مشخصي از مدل را به صفر محدود كنيم و يا برخي از عوامل ساختاري معيني را با يكديگر مساوي كنيم و يا يك پارامتر ممكن را به يك مقدار منطقي مانند يك ثابت ميكنيم. لیکن در قسمت اصلاح مدل لیزرلی تحقیق حاضر از رویکرد اضافه کردن پارامتر های اضافی استفاده شده است. به این ترتیب که بین نشانگرهای موجود در مدل و با توجه به خروجی لیزرل در بین برخی از آنها مقدار خطای کوواریانس آزاد و از طریق کنترل آن مقادیر بهبود یافتند. جهت بررسی اینکه آیا اصلاح انجام شده در مدل تغییر معنی دار ی ایجاد کرده است یا خیر از آزمون خی دو استفاده می شود. با توجه به کاهش شدید مقدار خی دو و به شدت معنی دار بودن این کاهش مدل اصلاح شده که از اضافه نمودن مسیر هایی جهت ازاد کردن پارامتر های خطای کوواریانس مدل در هفت مرحله استفاده نموده مورد قبول می باشد. طبق جدول زیر تا شش مرحله آزاد کردن کوواریانس های خطای اندازه گیری باعث بهبود مدل و تفاوت معنی دار خی دو با مرحله قبل شده است. از آنجا که در مدل هشتم بهبودی را نسبت را مدل قبلی شاهد نیستیم و کاهش کای اسکویر به دلیل کوچکتر بودن مقدار اختلاف کای اسکویر(خی دو) بین دو مدل از 75/2، بی معنی است، لذا مدل هفتم به عنوان مدل نهایی و برازش یافته مورد قبول واقع می شود. از اینرو در اینجا می توان پارامتر های برآورد شده در مدل اصلاح شده نهایی را قابل اتکاء دانست و از آنها برای آزمون فرضیات تحقیق استفاده نمود. زیرا که این ضرایب در مدلی محاسبه شدهاند که اولا هیچ خطای کوواریانسی باقی نمانده و ثانیا تمام مسیر ها پیش بینی شده اند که اصطلاحا مدل اشباع ترین حالت خود را دارد. بر اساس جدول 12-4 مشاهده می شود که مدل اولیه پس از شش مرحله و در قالب مدل هفتم به مقادیر مناسب رسیده است. پس از این مرحله در قالب مدل هشتم تفاوت معنی داری به لحاظ آماری در کاهش مقدار کای اسکویر مشاهده نمی شود و کاهش آن زیر مقدار بحرانی 75/2 است، لذا انجام عملیات از سر گیری جهت دستیابی به بهترین ماتریس کوواریانس انجام شده است در مدل هفتم به مقدار قابل قبولی به لحاظ تطابق با زیر بنای عاملی رسیده است و با دقت بسیار بالایی می توان از روی برآورد هایی که در مورد ضرایب مسیر در مدل هفتم به دست آمده به آزمون فرضیات تحقیق پرداخت. جدول 4‑13 تفاوت مقادیر کای اسکویر در تخمین اثر بخشی اصلاح مدل ساختاری تحقیق
برای دانلود متن کامل این فایل به سایت torsa.ir مراجعه نمایید. |
yle="box-sizing: inherit; width: 1104px;">
مدل های برازش یافته |
c2 |
c2Δ |
df |
مقدار RMSEA |
معنی داری کاهش کای اسکویر |
موضوعات: بدون موضوع
لینک ثابت
142/0
Supported
** معنی داری در سطح یک درصد خطاء یا اطمینان 99 درصد نتايج آزمون فرضیات تحقیق بر اساس مدل ساختاري بررسي ميزان تاثير رضايت مشتري بر وفاداري مشتريان بر اساس جدول فوق و مدل تحقيق برآورد شده ضریب مسیر اثر رضایت مشتریان بر وفاداری مشتریان معادل 43/0 تخمین زده شده است. مقدار t برای این پارامتر (طبق قاعده خطای یک درصد در رد فرض صفر برای مقادیر بالای 96/1 در هر پارامتر مدل)، بيشتر از 96/1 محاسبه شده است(11/2=t) لذا دلیل کافی برای رد فرض صفر وجود دارد و با توجه به معنی داری این ضریب می توان بیان نمود که رضایت مشتریان بر وفاداری مشتریان اثر معنی داری به لحاظ آماری دارد. با توجه به ضریب معنی دار این رابطه می توان گفت رضایت مشتریان بر وفاداری مشتریان نقش معنی داری داشته و این فرضیه تحقیق پذيرفته می شود. لذا هر چه رضایت مشتریان بيشتر شود به همان اندازه و در قالب يك معادله خطي وفاداری مشتریان بهبود مي يابد. بررسي ميزان تاثير تصوير سازماني بر وفاداري مشتريان بر اساس جدول فوق و مدل تحقيق برآورد شده ضریب مسیر اثر تصویر سازمانی بر وفاداری مشتریان معادل 57/0 تخمین زده شده است. مقدار t برای این پارامتر (طبق قاعده خطای یک درصد در رد فرض صفر برای مقادیر بالای 96/1 در هر پارامتر مدل)، بيشتر از 96/1 محاسبه شده است(14/3=t) لذا دلیل کافی برای رد فرض صفر وجود دارد و با توجه به معنی داری این ضریب می توان بیان نمود که تصویر سازمانی بر وفاداری مشتریان اثر معنی داری به لحاظ آماری دارد. با توجه به ضریب معنی دار این رابطه می توان گفت تصویر سازمانی بر وفاداری مشتریان نقش معنی داری داشته و این فرضیه تحقیق پذيرفته می شود. لذا هر چه تصویر سازمانی بيشتر شود به همان اندازه و در قالب يك معادله خطي وفاداری مشتریان بهبود مي يابد. بررسي ميزان تاثير هزينه هاي جابه جايي بر وفاداري مشتريان بر اساس جدول فوق و مدل تحقيق برآورد شده ضریب مسیر اثر هزینه های جابه جايي بر وفاداری مشتریان معادل 66/0 تخمین زده شده است. مقدار t برای این پارامتر (طبق قاعده خطای یک درصد در رد فرض صفر برای مقادیر بالای 96/1 در هر پارامتر مدل)، بيشتر از 96/1 محاسبه شده است(62/4=t) لذا دلیل کافی برای رد فرض صفر وجود دارد و با توجه به معنی داری این ضریب می توان بیان نمود که هزینه های جابه جايي بر وفاداری مشتریان اثر معنی داری به لحاظ آماری دارد. با توجه به ضریب معنی دار این رابطه می توان گفت هزینه های جابه جايي بر وفاداری مشتریان نقش معنی داری داشته و این فرضیه تحقیق پذيرفته می شود. لذا هر چه هزینه های جابه جايي بيشتر شود به همان اندازه و در قالب يك معادله خطي وفاداری مشتریان بهبود مي يابد. بررسي ميزان تاثير رضايت مشتريان بر تصوبر سازماني بر اساس جدول فوق و مدل تحقيق برآورد شده ضریب مسیر اثر رضایت مشتریان بر تصویر سازمانی معادل 80/0 تخمین زده شده است. مقدار t برای این پارامتر (طبق قاعده خطای یک درصد در رد فرض صفر برای مقادیر بالای 96/1 در هر پارامتر مدل)، بيشتر از 96/1 محاسبه شده است(88/6=t) لذا دلیل کافی برای رد فرض صفر وجود دارد و با توجه به معنی داری این ضریب می توان بیان نمود که رضایت مشتریان بر تصویر سازمانی اثر معنی داری به لحاظ آماری دارد. با توجه به ضریب معنی دار این رابطه می توان گفت رضایت مشتریان بر تصویر سازمانی نقش معنی داری داشته و این فرضیه تحقیق پذيرفته می شود. لذا هر چه رضایت مشتریان بيشتر شود به همان اندازه و در قالب يك معادله خطي تصویر سازمانی بهبود مي يابد. بررسي ميزان تاثير كيفيت خدمات بر رضايت مشتريان بر اساس جدول فوق و مدل تحقيق برآورد شده ضریب مسیر اثر کیفیت ادراک شده بر رضایت مشتریان معادل 47/0 تخمین زده شده است. مقدار t برای این پارامتر (طبق قاعده خطای یک درصد در رد فرض صفر برای مقادیر بالای 96/1 در هر پارامتر مدل)، بيشتر از 96/1 محاسبه شده است(20/4=t) لذا دلیل کافی برای رد فرض صفر وجود دارد و با توجه به معنی داری این ضریب می توان بیان نمود که کیفیت ادراک شده بر رضایت مشتریان اثر معنی داری به لحاظ آماری دارد. با توجه به ضریب معنی دار این رابطه می توان گفت کیفیت خدمات بر رضایت مشتریان نقش معنی داری داشته و این فرضیه تحقیق پذيرفته می شود. لذا هر چه کیفیت خدمات بيشتر شود به همان اندازه و در قالب يك معادله خطي رضایت مشتریان بهبود مي يابد. بررسي ميزان تاثير ارزش ادراك شده بر رضايت مشتريان بر اساس جدول فوق و مدل تحقيق برآورد شده ضریب مسیر اثر ارزش ادراک شده بر رضایت مشتریان معادل 15/0- تخمین زده شده است. مقدار t برای این پارامتر (طبق قاعده خطای یک درصد در رد فرض صفر برای مقادیر بالای 96/1 در هر پارامتر مدل)، کمتر از 96/1 محاسبه شده است(94/1- =t) لذا دلیل کافی برای رد فرض صفر وجود ندارد و با توجه به عدم معنی داری این ضریب می توان بیان نمود که ارزش ادراک شده بر رضایت مشتریان اثر معنی داری به لحاظ آماری ندارد. با توجه به ضریب معنی دار این رابطه می توان گفت ارزش ادراک شده بر رضایت مشتریان نقش معنی داری نداشته و این فرضیه تحقیق رد می شود. بررسي ميزان تاثير كيفيت خدمات بر ارزش ادراك شده بر اساس جدول فوق و مدل تحقيق برآورد شده ضریب مسیر اثر کیفیت خدمات بر ارزش ادراک شده معادل 82/0 تخمین زده شده است. مقدار t برای این پارامتر (طبق قاعده خطای یک درصد در رد فرض صفر برای مقادیر بالای 96/1 در هر پارامتر مدل)، بيشتر از 96/1
برای دانلود متن کامل این فایل به سایت torsa.ir مراجعه نمایید. |
محاسبه شده است(62/9=t) لذا دلیل کافی برای رد فرض صفر وجود دارد و با توجه به معنی داری این ضریب می توان بیان نمود که کیفیت ادراک شده بر ارزش ادراک شده اثر معنی داری به لحاظ آماری دارد. با توجه به ضریب معنی دار این رابطه می توان گفت کیفیت خدمات بر ارزش ادراک شده نقش معنی داری داشته و این فرضیه تحقیق پذيرفته می شود. لذا هر چه کیفیت خدمات بيشتر شود به همان اندازه و در قالب يك معادله خطي ارزش ادراک شده بهبود مي يابد. بر اساس نتایج تحقیق Structural Equations های زیر که همان معادلات ساختاری هستند قید شده است. PERCIVED = 0.82*SERQUALI, R² = 0.68 SATIS = 0.47*SERQUALI, R² = 0.65 CORPIMAG = 0.80*SATIS, R² = 0.63 LOYALTY = 0.43*SATIS + 0.57*CORPIMAG + 0.66*CHANGE, R² = 0.57 بر این اساس 68 درصد تغییرات ارزش درک شده به کیفیت خدمات، 65 درصد تغییرات رضایت به کیفیت خدمات وابسته است که مقداری قابل توجه است. همچنین 63 درصد رضایت به تصویر سازمانی و 57 درصد وفاداری مشتریان تابعی از رضایت، تصویر سازمان و هزینه تغییر است. برازش مدل ساختاری(مدل تحلیل مسیر) معيار GFI که نشان دهنده اندازه ای از مقدار نسبی واريانس ها و کواريانس ها می باشد که توسط مدل تبيين می شود برای این مدل مقدار 88/0 است كه با توجه به درجه آزادي مدل مقداري قابل قبول است. مقدار ريشه دوم ميانگين مجذور پسماندها يعني تفاوت بين عناصر ماتريس مشاهده شده در گروه نمونه و عناصر ماتريسهاي برآورد يا پيشبيني شده در این مدل(54/0)، نشان از تبیین مناسب کوواریانس ها دارد. مقدار SRMR برای مدل تحلیل مسیر 10/0 است که نشان از مقدار مناسب آن دارد. مقادیر شاخص های نرمشده برازندگي (NFI)، شاخص نرمنشده برازندگي (NNFI)، شاخص برازندگي فزاينده (IFI) و شاخص برازندگي تطبيقي (CFI)، نیز حاکی از برازش بسیار مناسب مدل طراحی شده در مقایسه با سایر مدل های ممکنه است. شاخص بسیار توانمند ريشه دوم برآورد واريانس خطاي تقريبRMSEA نیز برای مدل مسیر 066/0 است که مقداری قابل قبول است. جمع بندي در اين بخش دادههاي جمعيت شناختي شامل جنسيت، ميزان تحصيلات، سابقه كاري، رده سازماني پرسش شوندگان را مورد بررسي قرار گرفت. هم چنين به بررسي نرمال بودن متغيرها پرداختيم و اعتبار مدل تحقيق را با استفاده از مدل معادلات ساختاري براي آزمون فرضيه ها استفاده كرديم. هم چنين مدل اندازه گيري يا تحليل عاملي تاييدي را در سطح كيفيت خدمات و متغيرهاي وابسته و ميانجي مورد آزمون قرار داديم، سپس ضرايب مسيرهاي مدل آورده شده. و در انتها نتايج آزمون فرضيات تحقيق بر اساس مدل ساختاري آورده شده و نتايج آزمون فرضيات به تفسير آورده شده است. جدول 4‑15 شاخص برازندگی مدل ساختاری
yle="box-sizing: inherit; width: 1104px;">
شاخص |
حد مطلوب |
مقدار گزارش شده |
موضوعات: بدون موضوع
لینک ثابت
- زيتامل و پاراسورامان(1387).كيفيت خدمات(بررسي و نقد مدل سروكوال و ارايه مدل هاي نوين)،(حيدرزاده.ک و حاجيها.ع مترجمين)، كساكاوش، تهران.
- ديواندري، ع.، دلخواه، ج.،(1384) تدوين و طراحي مدلي براي سنجش رضايتمندي مشتريان در صنعت بانكداري و اندازه گيري رضايتمندي مشتريان بانك ملت بر اساس آن. فصلنامه پژوهشهاي بازرگاني. 37، 185-223.
- سرمد، زهره؛ بازرگان، عباس و حجازی، الهه (1387)، روشهای تحقیق در علوم رفتاری، نشر آگه، تهران، چاپ شانزدهم.
- سكاران، اوما (1386)، روشهاي تحقيق در مديريت. برگردان: صائبي. محمد و شيرازي. محمود، مؤسسه عالي آموزش و پژوهش مديريت و برنامه ريزي، ، تهران، چاپ پنجم.
- سعادت، محمد رضا (1391)، لزوم ارائه يك تعريف واحد و جامع براي بنگاههاي كوچك و متوسط، موسسه مطالعات و پژوهش بازرگاني
- سيد جوادين، ر.، كيماسي، م.( 1384) مديريت كيفيت خدمات، انتشارات نگاه دانش، تهران.
- شاهين، آ.، تيموري، ه.،( 1387). وفاداري مشتري مفاهيم و الگوها، انتشارات جهاد دانشگاهي واحد اصفهان، اصفهان.
- عبدلي، ک.، فريدون فر، ص.، (1386).الگوهاي رضايتمندي مشتري. تدبير. 182،ص،. 34-36.
- قاسمی، روح اله (1389)، بررسی تأثیر «کیفیت روابط زنجیره تأمین» بر«عملکرد زنجیره تأمین» در صنعت خودروی ایران ( مطالعه موردی : شرکت سایپا)، پایان نامه ارشد رشته مدیریت صنعتی-گرایش تولید، دانشکده مدیرت دانشگاه تهران.
- كريمي، م.،( 1381). اهميت اقتصادي بخش خدمات. تعاون ، 129، ص، 14-16.
- مؤمنی، منصور و علی قیومی (1386)، تحلیل داده های آماری با استفاده از SPSS، انتشارات کتاب نو، تهران.
- يزداني، حميدرضا (1384). جزوه مدل معادلات ساختاري، تابستان
منابع انگليسي
- Aydin, S., Ozer, G. (2005) “The analysis of antecedents of customer loyalty in the Turkish mobile telecommunication market”, European Journal of Marketing, Vol.39 No.7/8 pp910-25
- Brady,M.K. and Cronin, J.J. Jr.,2001, Some new thoughts on conceptualizing perceived service quality: a hierarchical approach. Journal of Marketing, 65, 34-49.
- Claudia Bobâlcăa,Cosmina Gătej(Bradu)b,Oana Ciobanua,(2012), “Developing a Scale to Measure Customer Loyalty”, Procedia Economics and Finance, Volume 3, Pages 623–628
- Daniels, Shirley, (2000), ” Customer Value Management”, Work Study, 2000, Vol. 49, No. 2, 67-70
- Eskildsena J; Kristensena K, (2008), “Customer satisfaction and customer loyalty as predictors of future business potential”, Total Quality Management & Business Excellence, Vol. 19, PP. 843 – 853.
- Finkelman, Daniel P. and Goland, Anthony R. (1990), “Customer’s Once Can be Customers for Life”, Information Strategy: The Executive’s Journal, Summer, 1990, Vol. 6, Iss. 4, 5-9.
- Huber, F., Herrmann, A., Morgan, R.E. (2001) “Gaining competitive advantage through customer value oriented management”, The Journal of Consumer Marketing, Vol.18 No.1 pp41-53
- Hume M; Mort G. S., (2010), “The consequence of appraisal emotion, service quality, perceived value and customer satisfaction on repurchase intent in the performing arts”, Journal of Services Marketing, Vol. 24, PP. 170–182.
- Jones, M.A, Suh, J (2000) “Transaction-specific satisfaction and overall satisfaction: an empirical analysis”, Journal of Services Marketing, Vol.14 No.2 pp147-59
- Kandamplully ; Jay;Hu,Hsin-Hui ,(2007),”Do hoteliers need to manage image to retain loyal customers?”, International Journal of Contemporary Hospitality Management Vol. 19 No. 6, pp. 435-443
- Khalifa, A.S. (2004) “Customer value: a review of recent literature and an integrative configuration”, Management Decision, Vol.42 No.5 pp645-666
- Lai F; Griffin M ; Babin B J, (2009) ,”How quality, value, image, and satisfaction create loyalty at a Chinese telecom”, Journal of Business Research 62,PP. 980 –986
- Lam, S.Y., Shankar, V., Erramilli, M.K., Murthy, B. (2004) “Customer value, satisfaction, loyalty, and switching costs: an illustration from a business-to-business service context”, Journal of the Academy of Marketing Science, Vol.32 No.3 pp293-311
- LeBlanc, G., Nguyen, N. (1996) “Cues used by customers evaluating corporate image in service firms: an empirical investigation in financial institutions”, International Journal of Service Industry Management,, Vol.7 No.2 pp44-56
- Lovelock, Chrristofer (1991) Services Marketing, 2th ed, London, Prentice Hall
- Mittal, Vikas, Kumar, Pankaj and Tsiros, Michael. (1999), “Attribute-level performance, satisfaction, and behavioral intentions over time: A consumption-system approach”, Journal of Marketing, Apr, 1999, Vol. 63, Iss. 2, 88-101.
- Naumann, Earl. (1994), “Creating Customer Value: The Path to Sustainable Competitive Advantage”, Thomson Executive Press, Cincinnati, Ohio, USA.
- Olorunniwo, F. And Maxwell, K.H. And Godwin, J.U., 2006. Service quality, customer satisfaction, and behavioral intentions in the service factory. Journal of Services Marketing, 20 (1), 59-72.
- Rampersad, H. “75 Painful Question About Your Customers Satisfaction”, The Tqm Magazine, Vol.13, No.5, 2001.
- Rust, Roland T. And Oliver, Richard L. (2000), “Should We Delight The Customer?”, Journal Of The Academy Of Marketing Science, Winter, 2000, Vol. 28, No. 1, 86-94
- Parasuraman, A., Zeithaml, Valarie A. and Berry, Leonard L. (1994), “Reassessment of Expectations as a Comparison Standard in Measuring Service Quality: Implications for Future Research”, Journal of Marketing, Jan, 1994, Vol. 58, Iss. 1, 111-124.
- Parasuraman, A. (1997), “Reflections on Gaining Competitive Advantage Through Customer Value”, Journal of the Academy of Marketing Science, Spring, 1997, Vol. 25, No. 2, 154-161.
- Pollack B.L,( 2008),” The nature of the service quality and satisfaction relationship Empirical evidence for the existence of satisfiers and dissatisfiers”, Journal of Managing Service Quality, 18 (6), 537-558.
- Pollack B. L., (2009), “Linking the hierarchical service quality model to customer satisfaction and loyalty”, Journal of Services Marketing, Vol. 23, PP. 42–50.
- Ruyter K., 1998, On the relationship between store image, store satisfaction and store loyalty, European Journal of Marketing, Vol. 14., p.499-513
موضوعات: بدون موضوع
لینک ثابت
مقدار آب خاک براي اندازهگيري مقدار آب خاک، 28 لولهی آلومينيومي به ارتفاع 100 سانتيمتر و به فاصله تقريباً 40 سانتيمتر از هر تاک، براي 28 تاک مختلف که به طور تصادفي انتخاب شده بودند، نصب گرديد تا بتوان با استفاده از دستگاه نوترونمتر مدل CPN 503 DR، مقدار آب خاک را در اعماق 30-0،60-30 و90-60 سانتيمتري بعد از هر آبياري در سال اول و فقط دو بار در طول دورهي رشد در سال دوم انجام پژوهش قرائت نمود. اين دوبار اندازهگيري در ابتدا و انتهاي فصل رشد انجام شد. قرائت انجام شده به وسيله نوترونمتر توسط معادله (3-1) واسنجي شده و به مقدار آب خاک در هر لايه تبديل گرديد. θ V = 17.805 CR + 2.58 (3‑1) که در آن θV :درصد رطوبت حجمي خاک، و:CR نسبت شمارش که عبارت است از نسبت قرائت انجام شده به قرائت استاندارد. با استفاده از اعداد قرائت شده توسط نوترونمتر، ميزان رطوبت در هر لايه محاسبه گرديد.
تبخير-تعرق واقعي گياه (ETA) براي تعيين تبخير-تعرق واقعي گياه، از معادله بيلان رطوبتي در يک حجم کنترل شده از خاک استفاده مينماييم، به اين صورت که تغييرات ذخيره رطوبتي خاک، تفاوت جريان ورودي و خروجي در حجم کنترلشده است. در اين پژوهش، پارامترهاي معادله بيلان رطوبتي خاک به شرح زير ميباشند: ETa= I + P – Dp ±∆S (3‑2 ) که در آن ETa: تبخير-تعرق واقعي گياه در فاصله اندازهگيري آب خاک در مزرعه (mm)، I: مقدار آب آبياري (mm)، P: ارتفاع بارندگي (mm)، Dp: تلفات آب ناشي از نفوذ عمقي (mm) و S∆: تغييرات رطوبت خاک که عبارت است از اختلاف عمق معادل آب خاک در زمانهاي قبل و بعد از آبياري و يا بارندگي. کاهش رطوبت خاک با علامت مثبت و افزايش آن با عددي منفي در معادله بيلان وارد ميگردد. ميزان آب آبياري براي تيمارهاي مختلف مشخص است. مقادير بارندگي نيز از آمار بارندگي روزانه ايستگاه هواشناسي دانشکده کشاورزي شيراز استخراج گرديد. با توجه به بافت خاک منطقه تحقيقاتي که از نوع لوم سنگريزهاي (Gravelly loam) ميباشد، ميتوان اطمينان داشت که عمق ريشهها زياد بوده و بنابراين از نفوذ عمقي صرفنظر ميگردد )گلستاني، 1390). از تقسيم مقادير تبخير-تعرق واقعي محاسبه شده بر دوره زماني اندازهگيري رطوبت، شدت تبخير-تعرق واقعي بر حسب ميليمتر بر روز به دست ميآيد. مقادير تعرق گياه (T) از تفاضل اعداد تبخير-تعرق واقعي و تبخير از سطح خاک (که توسط ميکرولايسيمترها اندازهگيري شد، (E) ) و با بهکارگيري معادله زير تعيين ميشود. T=ETa–E ( 3‑3)
تبخير از سطح خاک تعیین تبخیر از سطح خاک توسط ميکرولايسيمترهاي پلياتيلني به ضخامت 76 ميليمتر، قطر داخلي 7 سانتيمتر و طول 30 سانتيمتر و فقط در سال دوم پژوهش انجام گرديد. از آنجا که خاک اين منطقه سنگريزهاي ميباشد، براي جلوگيري از ريزش ديوارهی گودالها در هنگام حمل ميکرولايسيمترها جهت وزنکردن، از لولههايي با قطر 9 سانتيمتر استفاده و فضاي بين دو لوله با اسفنج پوشاندهشده تا در تبخير از سطح خاک خطايي ايجاد نشود. به فاصلهی 3 روز و 10 روز از زمان آبياري يا بارندگي، ميکرولايسيمترها توزين شده و به محل اوليه خود بازگردانده شدند. اختلاف وزن ميکرولايسيمترها در دو اندازهگيري متوالي، ميزان تبخير از سطح خاک در آن بازه زماني را نشان ميدهد. مقادیر تبخیر از سطح خاک فقط در سال دوم انجام پژوهش اندازهگیری شد.
دماي پوشش سبز(CANOPY TEMPERATURE) براي اندازهگيري دماي پوشش سبز از وسيلهاي به نام دماسنج مادون قرمز نوع KYORISU مدل 5500 با محدودهی کاري 40- تا 500 درجه سانتيگراد استفاده شد. براي استفاده از اين دستگاه ابتدا بايستي آن را کاليبره کرده و ضريب حساسيت دستگاه براي برگ انگور تعيين گردد. براي اينکار ابتدا تشت پلاستيکي به رنگي شبيه به رنگ پوشش گياهي تهيه نموده و آن را از آب پر نموده و در کف تشت به اندازهاي که تمام سطح پوشاندهشود، برگ مو ریخته میشود به طوري که يک طرف برگ با آب در تماس باشد. سپس دماسنج جيوهاي را در آب قرار داده و پس از گذشت مدت زماني جهت به تعادل رسيدن دماي آب و برگ، همزمان دماي هر دو دماسنج (جيوهاي و مادون قرمز) قرائت شده و با تغيير ضريب حساسيت دماسنج مادون قرمز و قرائت مجدد، سعي در نزديک کردن دو دماي قرائت نموده، شد. اندازهگيري دماي برگ گياه با دماسنج مادون قرمز در طول دورهی رشد انگور و هر ماه يکبار در ساعت 15-13 بعدازظهر که ميزان تبخير-تعرق حداکثر است در کليه تيمارها انجام شد. براي هر اندازهگيري از هر تيمار، 8 قرائت از چهار جهت جغرافيايي و 2 ارتفاع گياه انجام گرفته و ميانگين آنها به عنوان دماي پوشش سبز در نظر گرفتهشد. اين پارامتر، معياري از وضعيت آب در گياه ميباشد.
عملکرد گياه ميزان محصول هر تاک انگور عسکري به صورت غوره در تير 91 و 92 جمعآوري شده و توزين گرديد. همچنين در هر تاک، تعداد خوشهها نيز شمارش شد تا متوسط وزن هر خوشه قابل تعيين باشد. بنابراين متوسط وزن خوشه عبارتاست از: = (3-4) پارامترهاي اين معادله عبارتند از: متوسط وزن هر خوشه در تاک (g)، وزن کل غوره در هر تاک (g) و تعداد خوشه در تاک.
موضوعات: بدون موضوع
لینک ثابت
|
|
|
|