دانلود پایان نامه

ی نویسندگان نخستی که نام خانوادگی آنها با حروف A و B آغاز می‌شد بسنده کرد. بدین ترتیب، لوتکا دیگر همکاران را در نظر نگرفت و از هیچ آزمون آماری برای تعیین سطح معنیداری استفاده نکرد (عصاره و مصطفوی،1390) .
لوتکا مولفان دارای بروندادهای علمی زیاد را به عنوان برون هشته از آزمون کنار گذاشت. آنگاه نمودار درصد نویسندگان دارای1، 2، 3،… و n اثر را بر حسب فراوانی آثار آنان بر محورهای لگاریتمی ترسیم کرد. با به دست آوردن معادله توانی برای منحنی ترسیم شده، به توان برابر با 2 دست یافت:
Yx=Cx-nیا C=xn yx
که در آن x= شمار مقالات، y = فراوانی نویسندگان دارای x مقاله، n = توان معادله = 2، و c = مقدار ثابت= است (نمودار 2-1) .
این فرمول بیان می‌دارد که در یک حوزه موضوعی، شمار پژوهشگران پرتولید، یعنی کسانی که شمار بسیار زیادی از آثار را تولید میکنند، بسیار اندک است. به عبارت دقیق‌تر، تعداد نویسندگانی که n مقاله دارند برابر نویسندگانی است که دارای یک مقاله هستند. به عبارت دیگر، در یک حوزه موضوعی 60 درصد افراد یک مقاله دارند، 15 درصد () دو مقاله دارند، 7 درصد () سه مقاله دارند و …. بر اساس قانون لوتکا فقط 6 درصد نویسندگان یک حوزه موضوعی 10 مقاله یا بیشتر دارند.

پایان نامهاینجا فقط تکه های از پایان نامه به صورت رندم (تصادفی) درج می شود که هنگام انتقال از فایل ورد ممکن است باعث به هم ریختگی شود و یا عکس ها ، نمودار ها و جداول درج نشوند.

برای دانلود متن کامل پایان نامه ، مقاله ، تحقیق ، پروژه ، پروپوزال ،سمینار مقطع کارشناسی ، ارشد و دکتری در موضوعات مختلف با فرمت ورد می توانید به سایت  77u.ir  مراجعه نمایید

رشته روانشناسی و علوم تربیتی همه موضوعات و گرایش ها :روانشناسی بالینی ، تربیتی ، صنعتی سازمانی ،آموزش‌ و پرورش‌، کودکاناستثنائی‌،روانسنجی، تکنولوژی آموزشی ، مدیریت آموزشی ، برنامه ریزی درسی ، زیست روانشناسی ، روانشناسی رشد

در این سایت مجموعه بسیار بزرگی از مقالات و پایان نامه ها با منابع و ماخذ کامل درج شده که قسمتی از آنها به صورت رایگان و بقیه برای فروش و دانلود درج شده اند

برای نمونه چنانچه جامعه‌ای مفروض از نویسندگان و شمار مقالات آنان را با مشخصاتی که در جدول 2-1 آمده است در نظر داشته باشیم، آنگاه توان به دست آمده برای این جامعه دقیقاً برابر با ٢ خواهد بود (نمودار 2-1) .
جدول 2-1- فراوانی نویسندگان و مقالات
فراوانی مقالات
فراوانی نویسندگان
1
105
2
23
3
12
4
6
5
4
6
3
٧
2
8
2
٩
1
10
1
نکته قابل توجه در این نمودار همبستگی بسیار شدید بین فراوانی نویسندگان و فراوانی مقالات تولید شده توسط آنان در جامعه مفروض است (R2=0.99). همچنین، توان معادله دقیقاً با ٢ برابر شده است. این در حالی است که انطباقی دقیق با قانون لوتکا در بسیاری از حوزه‌های پژوهشی مشاهده نشده است (برای نمونه نگاه کنید به سوبرینو، کالدس و گوررو، ٢٠٠٨؛ سگلن، ١٩٩٧) .
نمودار 2-1- مدل لوتکا برای فراوانی نویسندگان و مقالات برای جدول 2-1
در واقع، پس از انتشار مقاله اصلی لوتکا در سال 1926 تحقیقات زیادی درباره بازدهی نویسندگان در حوزه‌های مختلف صورت گرفت. بررسی این متون نشان می‌دهد که مطالعه اصلی لوتکا بر اساس دو نمونه انجام گرفته است. یکی از این دو نمونه هنگامی که آزمون «برازندگی» انجام گرفت، با قانون لوتکا سازگاری نشان نداد. بدین ترتیب، از مطالعه لوتکا قانون تجربی حاصل نشد، بلکه لوتکا تنها به یک فرضیه دست یافت. همچنین، تا سال 1973 هیچ‌گونه تلاشی برای آزمون قابلیت به کارگیری قانون لوتکا در سایر رشته‌ها انجام نگرفت. قابل ذکر است که از اوایل دهه1970 تا 1979 حدود 30 مطالعه برای اعتباریابی قانون لوتکا انجام گرفته است. حاصل این تحقیقات آن قدر با یگدیگر ناسازگار است که به نتیجه واحدی نمیتوان دست یافت (پاتر، 1981) .
در به کارگیری قانون لوتکا چند نکته به منظور به دست آوردن نتایجی مشابه نتایج لوتکا حائز اهمیت است. نخست آن که هر چه بازه زمانی مطالعه گسترده‌تر باشد و بیش از ده سال را بپوشاند، تولید آنان به توزیع فراوانی که «قانون لوتکا» نام گرفته است، نزدیکتر میشود. همچنین، بهتر است جامعه مولفان به گونهای وسیع تعریف میشود و برای نمونه از مطالعه حوزه‌ای بسیار باریک خودداری شود. زیرا بر پایه نتایج پژوهش‌ها، هنگامی که حوزه موضوعی مورد مطالعه خیلی خاص باشد، نتایج یافتهها به طور دقیق قاعده لوتکا را تایید نمیکنند. دیگر آن که بهتر است از مطالعه همزمان دو یا چند حوزه موضوعی پرهیز شود، زیرا مطالعه چند موضوع در یک مجموعه، اگر نگوییم ناممکن، به سادگی امکان پذیر نیست (پاتر، 1981 به نقل از دیانی، 1376؛ عصاره و مصطفوی، 1390) . دلیل آن می‌تواند حجم زیاد مجموعه مورد مطالعه و مختلفی رفتار انتشاراتی در حوزه‌های موضوعی مختلف باشد.
2-1-4-2- مدل پائو
میراندا لی پائو در سال 1985 مقالهای را با عنوان “آزمون تجربی قانون لوتکا” منتشر کرد که بعدها قانون پائو نامیده شد و در مطالعات بسیاری به کار گرفته شد. وی در این مطالعه به شرح روشی برای بررسی انطباق قاعده لوتکا پرداخت که بسیار به روش به کار رفته توسط لوتکا نزدیک بود. او در این کار 48 گروه از نویسندگان در 20 رشته موضوعی را مورد مطالعه قرار داد. موضوعات تحت پوشش را علوم دارویی، علوم رایانه و علوم انسانی تشکیل می‌داد. پائو در این مطالعه، چگونگی محاسبه مقدار توان n و مقدار ثابت c در فرمول لوتکا را تشریح کرد. محاسبه توان n به شرح زیر صورت گرفت:
که در آن N= تعداد داده ها، X= لگاریتمx (تعداد مقالات) وY= لگاریتمy (تعداد نویسندگان)
با بهره گرفتن از مقدارn مقدار ثابتc برای استفاده در قاعده پائو محاسبه شده است. مقدار ثابت c برابر است با معکوس حاصل زیر:
مجموع این سری برابر است با:
از این رو مقدار c برابر است با:
برای محاسبه مخرج کسر، 20 مقدار اول سری باید محاسبه شود (سوبرینو، کالدس، گوررو، 2009) .
برای نمونه، چنانچه بخواهیم برای داده‌های مفروض در جدول ١ توان معادله را به دست آوریم خواهیم داشت:
بنابراین قاعده پائو به روشی متفاوت از قاعده لوتکا، رابطه بین نویسندگان و مقالات آنان را بررسی میکند و متشکل از مراحل گردآوری داده ها، محاسبه توان n، محاسبه مقدار ثابت c، و آزمون کولموگروف- اسمیرنوف است. کوال (1977) با انتقاد از استفاده از آزمون مجذور خی، پیشنهاد استفاده از آزمون کولموگروف- اسمیرنوف به عنوان قدرتمندترین آزمون آماری را میدهد. آزمون کولموگروف- اسمیرنوف برای بررسی اینکه نمونهای از جامعه از توزیع ویژهای تبعیت میکند یا خیر، مورد استفاده قرار میگیرد. در کاربرد آن مانند آزمون مجذور خی به برآورد تعداد کافی و مشخصی از نمونه احتیاج نیست. همچنین، آزمون مجذور خی مستلزم داده های گروهبندی شده است در صورتی که این آزمون مستلزم چنین دادههایی نیست (عصاره و مصطفوی، 1390) .
بدین ترتیب، قانون پائو از چند جهت از روش لوتکا متمایز می‌شود. نخست آن که لوتکا از هیچ نوع آزمون آماری استفاده نکرد، در حالی که پائو مطالعه لوتکا را با بهره گرفتن از آزمون آماری کولموگروف- اسمیرنوف مورد بررسی دوباره قرار داد. همچنین، در شمارش نویسندگان، پائو برخلاف لوتکا همه نویسندگان یک مقاله را مورد بررسی قرار داد. بسیاری از نویسندگان پس از پائو در این زمینه با او هم عقیده بوده و در مطالعات صورت گرفته در این حوزه از شمارش کامل استفاده کردند.
لازم به ذکر است که در بررسی قواعد لوتکا و پائو نمیتوان از روش شمارش کسری استفاده کرد؛ زیرا شمارش کسری برای مقالات چند نویسندهای بین صفر و یک نوسان خواهد داشت. این بدین معنی است که وزن مقالات با تغییر تعداد نویسندگان یک مقاله، تغییر خواهد کرد چرا که با افزایش تعداد نویسندگان مقالات، سهم هر یک از نویسندگان کاهش می‌یابد (همان).
2-1-4-3- مدل شاکلی
ویلیام شاکلی (1957) یکی از برندگان جایزه نوبل فیزیک سال ١٩۵۶، با بررسی شمار انتشارات علمی به مطالعه بهرهوری علمی در چند آزمایشگاه تحقیقاتی پرداخت. پژوهشگران و تولیدات آنان با بهره گرفتن از دو چکیده نامه‌ی علوم در سال‌های ١٩۵٠-19۵٣ شناسایی شدند. وی بر خلاف لوتکا در تحلیل خود، همه همکاران هر مقاله را به شمار آورد و سهم مشارکت همه را با هم برابر فرض کرد. آنگاه لگاریتم فراوانی تولیدات علمی را که به این شیوه وزن‌گذاری شده بود، بر حسب درصد نویسندگان ترسیم کرد (نمودار ٢-2) و دریافت که فرایند تولید علم خلاقانه، توزیعی کم و بیش لگاریتمی در میان پژوهشگران دارد. به عبارت دیگر، میزان بهرهوری علمی تقریباً به صورت نمایی از فردی به فرد دیگر افزایش می‌یابد. بهره‌وری علمی در میان افراد مختلف متفاوت است و فاصله بسیار چشمگیری بین افراد کم‌تولید و پرتولید در دو سوی منحنی ‌بهره‌وری وجود دارد.
وی «فرضیه سازمانی» را در توجیه چگونگی رویداد «توزیع نرمال لگاریتمی» مردود دانست. زیرا وی نشان داد که آزمایشگاه‌های دارای سازمان‌های متفاوت پژوهش و تولید علم از همین توزیع لگاریتمی نمایی برخوردارند. از سوی دیگر، وی نشان داد که این توزیع نمایی، بیشتر مرهون پژوهشگرانی است که قادر به انتشار مستقل بوده‌اند. زیرا، بخشی از منحنی که شیب تندی را باعث شده است، حاصل حمایت پژوهشگرانی است که به طور انفرادی به انتشار پرداخته‌اند. در واقع، تولید علم حدود نیمی از پژوهشگران با حمایت پژوهشگران بهره‌ورتر انجام شده است که خود قادر بوده‌اند به طور مستقل، به تنهایی و با نرخی نسبتا زیاد دست به انتشار بزنند (نمودار 2-2) .
نمودار 2-2- توزیع تجمعی لگاریتمی شمار تولیدات بر حسب شمار پژوهشگران (شاکلی، 1957، ص. 281)
بدین ترتیب، وی برای توضیح تفاوت در بهرهوری به عوامل فردی روی می‌آورد و توانمندیهای ذهنی را بیش از دیگر عوامل دخیل می‌داند. در واقع، توانمندیهای ذهنی فرد به وی امکان میدهد جنبه‌های مختلف حل مسئله را درک کند، ارتباط بین این جنبه‌ها را تشخیص دهد و سودمندی این آمیزه‌ جدید را دریابد. چنانچه تغییرات اندکی در یک جهت بر هر یک از این عوامل و ویژگی‌های خاص اعمال شود، می‌تواند تغییری بزرگ در نتیجه حاصل ایجاد کند. برای نمونه، در فرایند تولید علم عوامل ذهنی هشتگانه ذیل می‌توانند نقش داشته باشند: توانایی اندیشیدن پیرامون یک مسئله خوب، توانایی کار بر آن مسئله، توانایی بازشناختن نتیجه‌ای ارزنده، توانایی تصمیمگیری درباره زمان بسندگی کار و آغاز به نگارش تحقیق، توانایی نگارش یافتهها به شیوه‌ای اثربخش و به حد تکافو، توانایی بهرهبرداری سازنده از انتقادها، تصمیم برای ارسال مقاله به یک مجله و مداومت در بازنگری (در صورت درخواست داوران) (شاکلی، ١٩۵٧، ص. 286) . احتمال این که پژوهشگری بتواند در دوره زمانی معینی مقالهای تولید کند (P) ، برابر است با حاصل ضرب این مجموعه عوامل هشت‌گانه:
به این ترتیب ، اگر توانایی پژوهشگری در هر یک از این هشت عامل به اندازه ۵٠ درصد از پژوهشگری دیگر فراتر رود، یعنی:
و … و
بهره‌وری وی ٢۵ برابر خواهد بود:
بدین ترتیب، وی اختلاف فاحش میان تولیدات علمی پژوهشگران را بر اساس مدلهای ساده شدهای از فرایندهای ذهنی تشریح کرد.
2-1-4-4- مدل پرایس
در سال 1963 درک دسولا پرایس مدلی را برای تبیین بهره‌وری پدیدآوران پرتولید در یک حوزه موضوعی مطرح کرد. وی پس از بررسی اندیشه‌های فرانسیس گالتون در نخبه سالاری و آلفرد لوتکا در پدیدآوری در دو دو حوزه شیمی و فیزیک، این مدل را ارائه کرد. وی معتقد است که تعداد تولیدات پدیدآوران فعال یا پرتولید در یک حوزه موضوعی خاص در خلال یک دوره زمانی معین، تقریباً برابر با نیمی از تعداد تولیدات کل پدیدآوران در همان حوزه است، به این معنی که پدیدآوران فعال نیمی از کل انتشارات یک حوزه را تولید و منتشر میکنند. به این معنی که هر گاه xنویسنده، تعداد y مقاله را به رشته تحریر درآورده باشند، تعداد نویسنده، تعداد مقاله را نوشتهاند. به این معنی که اگر 550 نویسنده 1700 مقاله نوشته باشند، بر اساس این قاعده تقریبا 23 نویسنده، 850 مقاله را به رشته تحریر درآوردهاند. این قاعده با عنوان قاعده ریشه دوم پرایس، شناخته می‌شود. قاعده پرایس ریشه در قاعده روسو دارد که در حوزه علوم اجتماعی شناخته شده است (حیدری، 1389) .
2-1-5- جمع‌بندی

سنجش و ارزیابی دقیق بهره‌وری علمی پژوهشگران، نیازمند شاخصها و روش‌هایی هر چه عینی‌تر و دقیق‌تر است. هر مقاله علمی که در مجلات معتبر نمایه‌شده در نمایه‌نامه‌های تراز اول جهان به ثبت می‌رسد، عینی‌ترین و در عین حال آماده‌ترین سنجه‌ای است که می‌تواند به عنوان بازنمون بهره‌وری علمی و در نتیجه واحد سنجش آن به کار گرفته شود. با این حال، این شاخص به تنهایی نمی‌تواند بهره‌وری علمی را بازتاب دهد. میزان اثرگذاری مقاله در پیشبرد دانش، میانگین مدت زمان صرف شده برای انتشار هر قالب مقاله و میانگین مقالات منتشر شده در مدت زمانی مشخص از جمله ویژگیهایی است که می‌تواند در سنجش دقیق‌تر بهره‌وری علمی به خدمت گرفته شود. این ویژگی‌ها، به ترتیب در شاخص‌های میانگین استنادی، سرعت انتشار و نرخ انتشار منعکس می‌شود. همچنین، در ارزیابی‌های جمعی پژوهشگران، سرانه انتشار که نشانگر میانگین مقالات پژوهشگران است می‌تواند امکان مقایسه‌ی بین دو یا چند جامعه علمی را فراهم سازد. آشکار است که هر شاخص تنها بخشی از واقعیت را منعکس می‌سازد. این امر درباره مدل‌های سنجش بهره‌وری نیز صادق است. برای مثال مدل پرایس، سهم پرتولیدترین نویسندگان را در مقایسه با دیگر نویسندگان در یک جامعه علمی محاسبه می‌کند، در حالی‌که در مدل لوتکا، پرتولیدترین نویسندگان به عنوان برون‌هشته از مدل کنار گذاشته شده‌اند، تا بتوان به رفتار عمومی نویسندگان در یک جامعه‌ علمی دست یافت.
2-2- پیشینه پژوهش
مطالعات انجام شده را میتوان در دو بخش کلی مورد مطالعه قرار داد. بخش اول پژوهشهای پیرامون تولید علم ایران در سطح پژوهشگران، بخش دوم پژوهشهای پیرامون بهرهوری علمی.
2-2-1- پژوهشها پیرامون تولید علم ایران در سطح پژوهشگران
پژوهشهای پیرامون تولید علم در ایران طیف گستردهای را در سطوح مختلف شامل میشود از جمله پژوهشهای بسیاری در حوزه تولید علم در ایران در سطح کشور (صبوری، 1382؛ موسوی، 1383؛ نوروزی چاکلی، و همکاران، 1386؛ صبوری، و پورساسان، 1383)، در سطح موسسه (صبوری، و پورساسان، 1383؛ رحمانی، 1385؛ نوروزی چاکلی، و همکاران، 1386؛ بینش، و مقصودی، 1387؛ علیجانی، کرمی، و زراعتکار، 1388؛ عبدی، 1389؛ حیاتی، و ابراهیمی، 2009)، در سطح مجله (نوروزی چاکلی، و همکاران، 1386) و در سطح رشته (مسگرپور، و همکاران، 1388؛ صراطی شیرازی، و گلتاجی، 1390)، صورت گرفته است.
دسته گستردهای از پژوهشها نیز به بررسی تولید علم ایران در سطح پژوهشگران پرداختهاند. برای نمونه عصاره، و معرفت (1384) در پژوهشی با عنوان “مشارکت پژوهشگران ایرانی در تولید علم جهانی در مدلاین” با بهرهگیری از روش های علمسنجی به بررسی و تحلیل رشد و توسعه آثار مقالات علمی پژوهشگران علوم پایه و بینرشتهای پزشکی که در سالهای 1976- 2003 مشتمل بر 2695 مدرک در پایگاه مدلاین به چاپ رساندهاند، پرداختند. نتایج نشان داد که مقالات آثار پژوهشگران ایرانی در پایگاه مدلاین طی این سالها افزایش قابل توجهی داشتند و در تولید مقالات به چاپ رسیده در دوره زمانی مورد مطالعه 9373 نویسنده همکار سهیم بودند و همکاری گروهی برای هر مقاله به طور متوسط 4/3 نفر بوده است.
دیدگاه (1388) در پایاننامه کارشناسیارشد خود به بررسی مطالعه الگوهای مشارکت علمی پژوهشگران ایرانی در پژوهشهای بینالمللی نمایه استنادی علوم طی سالهای 1998 تا 2007 پرداخت. یافتههای پژوهش حاکی از آن است که روند رشد تولیدات با الگوی بیش از 4 نویسندهای طی ده سال، نسبت به سایر الگوها سریعتر بوده است. بررسی روند رشد تولیدات تک نویسندهای حاکی از این امر است که این تولیدات طی ده سال روندی نسبتا ساکن و با تغییر بسیار کم را پیمودهاند. همچنین نتایج نشان داد که حوزه بیولوژی مولکولی و ژنتیک بیشترین میزان تولیدات مشارکتی و حوزه ریاضیات در میان رشته های علوم کمترین میزان تولیدات مشارکتی را طی ده سال داشتهاند.
علیجانی، کرمی، و زراعتکار (1388) در پژوهشی با عنوان “بررسی و مقایسه چهار دوره تولیدات علمی جامعه پزشکی ایران در عرصه بین المللی”، تولیدات علمی کلیه دانشگاهها و مراکز پژوهشی علوم پزشکی ایران در چهار دوره پنجساله از سال 1987 تا 2002 را مورد بررسی و تجزیه و تحلیل قرار دادند. یافتهها نشان داد که در دوره اولی (1991- 1987) دانشگاه تهران، در دوره دوم (1992- 1996) ، دوره سوم (1997- 2001) و در دوره چهارم (2002- 2006) دانشگاه علوم پزشکی تهران به عنوان موسسه

برای دانلود متن کامل فایل این  پایان نامه می توانید  اینجا کلیک کنید