اگرچه درمورد تاثیر ویتامینها و پاسخ به سیستم ایمنی مطالعات زیادی انجام شده است ولی درمورد ارتباط بین ویتامین جیره غذایی و پاسخ ماهی به استرس اطلاعات کمی وجود دارد و اغلب مطالعات درمورد ارتباط ویتامین C با استرس در ماهی متمرکز شدهاند و تعداد کمی مطالعات درمورد تاثیر ویتامین E بر استرس انجام شده است (مونتر و همکاران، ۱۹۹۹؛ مونتر وهمکاران، ۲۰۰۱). هر چند در سیستم پرورش متراکم، غذای تجاری ماهی حاوی مقدار مناسبی از ویتامین برای رشد ماهی است ولی، نیاز ویتامین E و C برای تحریک سیستم ایمنی خیلی بیشتر از سطح مورد نیاز برای رشد ماهی ، جلوگیری از ظهور علائم کمبود است بنابراین مقدار بیشتر ویتامین E و C برای رشد و بقا بالاتر ضروری است (اندراد^[۳۰] و همکاران، ۲۰۰۷).

فعالیت ویتامین E به عنوان یک آنتی اکسیدان محلول در چربی است که لیپوپروتئینها، لیپیدها و غشاهای بیولوژیکی را از اکسید شدن محافظت میکند (یوهانگ لین، ۲۰۰۵). فعالیت ویتامین E حفظ اسیدهای چرب چند غیر اشباعی در برابر اکسید شدن توسط رادیکال آزاد است (هامر، ۱۹۹۸). ویتامین E برای حفظ ایمنی بدن، کیفیت گوشت، مقاومت گلبولهای قرمز در برابر همولیزه شدن و نفوذپذیری مویرگها و ماهیچه قلب مورد نیاز است (هالور، ۲۰۰۲). ویتامین E به عنوان آنتیاکسیدان بیولوژیکی فعالیت داشته و ماکروملکولهایی از قبیل DNA لیپید و پروتئین و دیگر ملکولها را از اکسید شدن توسط رادیکال آزاد در طی متابولیسم عادی یا تحت شرایط آلودگی، فساد و استرس محافظت میکند (چن و همکاران، ۲۰۰۴). ویتامین E به دلیل محلول بودن در چربی مقادیر اضافی آن در بدن، در اندوختههای چربی ذخیره شده و افزایش بیش از حد آن در جیره باعث هیپبرویتامینوز میشود که سبب کاهش رشد، واکنش سمی کبد و افزایش مرگ میر میشود (ورهاک، ۲۰۰۴).
۱-۲-۲- ویتامین C:
یکی از ویتامین های بسیار مهم محلول در آب ویتامین (C6H8O6) C است که به نام اسید اسکوربیک نیز شناخته میشود. ویتامین C از گلوکز و سایر قندهای ساده توسط گیاهان و بسیاری از گونه های جانوری سنتز می شود. این ویتامین در طبیعت فراوان بوده واغلب جانداران و گیاهان قادرند این ترکیب شیمیایی را از اسید گلوکورونیک بیوسنتز کنند (هالور^[۳۱]،۲۰۰۲؛کیف^[۳۲]، ۲۰۰۱). ویتامین C جزء ویتامینهای محلول در آب میباشد جذب این ویتامین نسبتا ساده است چراکه آب بهطور دائم از طریق روده در حال جذب است. زیاد بودن این دسته از ویتامینها در جیره غذایی مشکل خاصیی را برای آبزی به وجود نمیآورد و از بدن دفع میشود (ورهاک^[۳۳]،۲۰۰۴).
اسید اسکوربیک در طبیعت فراوان بوده و اغلب جانوران و گیاهان قادرنداین ترکیب شیمیایی را از اسید گلوکورینیک بیوسنتز کنند. ماهیان به دلیل اینکه فاقد آنزیم ال-گلونولاکتون اکسیداز میباشد نمیتوانند گلوکز را به اسید اسکوربیک تبدیل کنند، بنابراین بایستی به میزان کافی ویتامین C در جیره غذایی وجود داشته باشد (فراکالوسی^[۳۴]، ۲۰۰۱؛ البیو^[۳۵]، ۲۰۰۷). ویتامین C برای رشد طبیعی و تکثیر در جانوران استخوانی ضروری است و عملکرد سیستم ایمنی را در برخورد با شرایط استرس یا عوامل بیماریزا افزایش میدهد(چن و همکاران، ۲۰۰۳). علایم کمبود اسیداسکوربیک به اختلالات متابولیسمی، تغییر شکل ستون مهرهها، تغییر شکل در آبشش و مهرهها، خونریزی داخلی و خارجی، پوسیدگی باله، افزایش حساسیت در برابر عفونت ناشی از باکتریهای بیماریزا و کاهش جذب کلسیم توسط آبشش و پوست منجر میگردد (افشار مازندران، ۱۳۸۱)، همچنین باعث کاهش قدرت التیام زخم، پیچ خوردن رشته های آبششی، کاهش قدرت از تخم بیرون آوردن وآسیب دیدن شکل رشته های کلاژن میشود (بشارتی، ۱۳۸۴).
بعلاوه کمبود ویتامین C در میگو باعث کاهش میزان تغذیه، هضم ناقص غذا،‌ افزایش مرگ و میر پس از پوستاندازی و سیاه شدن آبششها و در موارد پیشرفته باعث مرگ سیاه (که به صورت سیاه شدن پوست و آبشش میباشد)میشود (ورهاک، ۲۰۰۴).
۱-۳- فرضیه‌ها
فرضیه‌های این تحقیق عبارتند از:
۱- مکملهای ویتامینی E و C در جیرههای غذایی باعث بهبود فاکتورهای رشد در ماهی فلاورهورن میشود.
۲- مکملهای ویتامینی E و C در جیرههای غذایی باعث بهبود فاکتورهای خونی در ماهی فلاورهورن میشود.
۱-۴- اهداف
هدف از انجام این تحقیق:
تعیین دوز مناسب ویتامین C و E برای بهبود فاکتورهای خونی و رشد ماهی فلاورهورن.
فصل دوم
مروری بر مطالعات انجام شده

۲- مروری بر مطالعات انجام شده

سونگا^[۳۶] و همکاران (۲۰۰۹) تاثیر سطوح متفاوت اسیدآسکوربیک را در رشد، بقاء و هماتولوژی بچه ماهیان تیلاپیا انجام دادند و از چهار سطح ۰، ۲۰، ۴۰ و ۸۰ میلیگرم به ازای هر کیلوگرم غذا استفاده کرند و بعد از ۴۸ روز نتیجه گرفتند که ماهیان تغذیه شده با سطوح متفاوت اسیداسکوربیک بهطور معنیداری ضریب تبدیل بهتری را نسبت به ماهیان تغذیه شده بدون ویتامین C داشتند و همچنین شاخصهای هماتولوژی افزایش معنیداری با افزایش ویتامین C نشان دادند.
البیو^[۳۷] و همکاران (۲۰۰۷) نیاز ویتامین C را در بچه ماهیان Heterobranchus longfilis در سیستمهای جریاندار با ۶ سطح جیره مورد بررسی قرار دادند و ضریب کارایی پروتئین، ضریب رشد ویژه و ضریب تبدیل غذایی با افزایش سطح ویتامین تا بالای ۲۰۰ میلیگرم به ازای هر کیلوگرم بهبود یافته بود.
کریستینا^[۳۸] و همکاران (۲۰۰۷) تاثیر ویتامین E و C و اسید چرب غیر اشباع HUFA را در ماهی قزلآلا تحت شرایط متراکم مورد مطالعه قرار دادند: آنها دو سطح ویتامین C و دو سطح ویتامین E و دو سطح اسید چرب را در ۵ جیره مختلف مورد تغذیه ماهیان قرار دادند و کورتیزول پلاسما، پذیزش غذا، کارایی رشد و بقا را مورد ارزیابی قرار دادند و نتیجه گرفتند با تراکم بالای ذخیره سازی، رشد و پذیرش غذا کاهش یافته و اثرات سینرژیک جیره و تراکم ذخیرهسازی در جمعیت گروه E+HUFA واضح بوده و دستخوش مرگ و میر چشمگیری گردید و تحت تراکم بالا، جیره E+HUFA بهترین کارایی را داشت.
آندراد^[۳۹] و همکاران (۲۰۰۷) تاثیر ویتامین E و C را در سه سطح ۵۰۰، ۸۰۰ و۱۲۰۰ میلیگرم بر کیلوگرم بر روی پارامترهای خونی ماهی Arapaima gigas مورد بررسی قرار دادند و نشان دادند که در سطوح ۸۰۰ و ۱۲۰۰ میلیگرم بر کیلوگرم ویتامین c افزایش معنیداری در تعداد گلبول قرمز نسبت به گروه شاهد داشته و در مقدار هموگلوبین تیمار ۵۰۰ میلیگرم بر کیلوگرم ویتامین E افزایش معنیداری نسبت به گروه شاهد داشته است است؛ مقدار MCV در تیمار ۸۰۰ و ۱۲۰۰ میلیگرم بر کیلوگرم ویتامین C در مقایسه با گروه شاهد کاهش معنیداری را نشان داده است در حالی که در تیمار ۵۰۰ میلیگرم بر کیلوگرم ویتامین E بهطور معنیداری بالا بوده است.
فلاحتکار (۱۳۸۵) ساخت اسیدآسکوربیک را در سه گونه ماهی ماهی خاویاری و تاثیر آن بر روی رشد را مورد ارزیابی قرار داد و از سطوح متفاوت ویتامین C در گونه های فیل ماهی و تاسماهی دریاچهای و تاسماهی جوان سیبری استفاده کرد و هیچ اختلافی در رشد و بقا مشاهده نکرد و نتایج نشان داد که بدن این ماهیان به دلیل وجود آنزیم گلونولاکتون قادر به سنتز ویتامین C میباشد.
فلاحتکار ( ۱۳۸۴) اثرات ویتامین Cجیره رابر روی برخی از شاخص های هماتولوژیک، بیو شیمیایی ورشد در فیل ماهی (Huso huso) را مورد بررسی قرار داد و نشان داد که اختلاف معنی داری در شاخص گلبول های قرمز خون در بین تیمار های مختلف تغذیه شده با مقادیر مختلف ویتامین وجود دارد.
یوهونگ لین^[۴۰] و همکاران (۲۰۰۵) برای تعیین نیاز ویتامین E برای ماهی Epinephlus malabaricus با دو سطح چربی و تاثیر آن بر واکنشهای ایمنی آزمایشی انجام دادند و از دو سطح چربی ۴ و ۹ درصد و ۷ سطح ویتامین E استفاده کردند؛ در هر دو سطح چربی جیرههای با بیش از ۱۰۰ میلیگرم بر کیلوگرم جیره ویتامین E بیشترین رشد و افزایش وزن را داشتند و در هر دو سطح چربی جیرههای حاوی مکمل ویتامین E مقدار باربیتوریک اسید در کبد و ماهیچه در کمترین مقدار بود ولی، مقدار گلبول سفید، لیزوزیم،‌ پلاسما، و فعالیت فعالیت رنگدانه تنفسی بیشتر از جیرههای بدون ویتامین E بود.
دابروسکی^[۴۱] و همکاران (۲۰۰۴) تاثیر ویتامین C را بر شاخصهای رشد، مقاومت در برابر استرس اکسیژن و مقدار ویتامین C بافت را در بچه ماهیان قزلآلا مورد ارزیابی قرار دادند؛ آنها سه سطح اسیداسکوربیک و سه سطح اکسیژن محلول را مورد آزمایش قرار دادند و بعد از ۱۸ هفته نشان دادند که سرعت رشد بطور معنی داری با اکسیژن محلول و سطوح اسیداسکوربیک تحت تاثیر قرار میگیرد و همچنین نتیجه گرفتند که سطوح بالاتری از اسیداسکوربیک جیره، اثرات مفیدتری بر روی رشد در شرایط کمبود اکسیژن و در حالت اکسیژن طبیعی دارد.
پاول^[۴۲] و همکاران (۲۰۰۴) نیاز ویتامین E در جیره غذایی ماهی مریگال با ۵ سطح متفاوت مورد آزمایش قرار دادند و مشاهده کردند که افزایش وزن و ضریب رشد ویژه و ضریب کارایی پروتئین با سطح ۱۲۰ میلیگرم ویتامین E به ازای هر کیلوگرم جیره بیشتر از سایر سطوح بوده است و ضریب تبدیل غذایی بهتری بدست آمد.
چن^[۴۳] و همکاران (۲۰۰۴) تاثیر ویتامین E و C را در بچه ماهیان Notemigonus crysoleucas مورد بررسی قرار دادند و مشاهده کردند که ماهیان تغذیه شده با جیره بدون ویتامین E پروتئین خام کل بدن، چربی کل، ماده خشک، هماتوکریت، هموگلوبین و لنفوسیت آنها کمتراز ماهیان تغذیه شده با جیره حاوی ویتامین E بود و همچنین بقا آنها در برابر استرس دمایی ۳۷-۳۶ درجه کمتر بود و همچنین نشان دادند که بالا بردن ویتامین C در جیره شیوع و شدت علایم کمبود ویتامین C را کاهش میدهد.
وهلی^[۴۴] و همکاران (۲۰۰۳) در آزمایشی اثبات کردهاند که افزایش سطح ویتامین E و C (بیشتر از حداقل مورد نیاز رشد) منجر به تحریک اثرات آن بر روی پاسخ ایمنی سالمونیدهها شده و اجازه داده ماهی بهتر در برابر بیماری و استرس مقاومت کند.
هامر^[۴۵] و همکاران (۱۹۹۷) اثرات تغذیه با مکمل های حاوی ویتامین های E و C جیره بر روی شاخص RBC خون در ماهی Salmo salar را مورد بررسی قرار دادند و دریافتند اندرکنش بین این ویتامین ها در رابطه با تاثیر بر روی شاخص RBC خون وجود ندارد.
کووی^[۴۶] و همکاران (۱۹۸۳) نیاز ویتامین E ماهی قزلآلای تغذیه شده با جیرههایی که حاوی اسیدهای چرب چند غیر اشباعی از روغن ماهی بود را مورد بررسی قرار دادند؛ جیره شامل ۱۰٪ اسید چرب و سطوح ویتامین ۲ تا ۱۰ میلیگرم بر ۱۰۰ گرم جیره بود در پایان تفاوتی در افزایش وزن مشاهده نشد و ضریب تبدیل غذا در همه تیمارها مشابه بود. همچنین هیچگونه علائم کمبود و علائم پاتولوژی مشاهده نگردید، مرگ میر کمی در بین ماهیان اتفاق افتاده و همچنین افزایش شکنندگی گلبول قرمز در ماهیان تغذیه شده با سطح کم ویتامین E مشاهده شد.
فصل سوم
مواد و روش‌ها
۳- مواد و روش‌ها
۳-۱- مواد
وسایل و مواد مصرفی و غیرمصرفی در تحقیق حاضر در جداول (۳-۱، ۳-۲، ۳-۳) خلاصه شده است:
جدول ۳-۱-مواد مصرفی مورد استفاده در تغذیه ماهیان

 

مواد مصرفی

۱٫ پودر ماهی ۷٫ لیزین و متیونین ۲٫ پودر سویا ۸٫ آنتیاکسیدان ۳٫ روغن ماهی ۹٫ ضد قارچ ۴٫ کازئین ۱۰٫ مکملهای معدنی و ویتامینی

 

 

در رابطه بالا و به ترتیب بیانگر میزان آنتالپی ویژه آب و لیتیم برماید بر حسب می­باشد. شکل (۳-۲) بیانگر دیاگرام آنتالپی- غلظت () محلول آب LiBr می­باشد. عرض دیاگرام بیانگر آنتالپی ویژه محلول () بر حسب و طول آن بیانگر درصد غلظت محلول آب LiBr می­باشد. خطوط منحنی نمایانگر آنتالپی ویژه محلول در غلظت­های متفاوتی از نمک LiBr که با آب در دمای ثابت حل شده است، می­باشد. همچنین در سمت راست دیاگرام خط بلورینگی مشاهده می­ شود. در سمت راست این خط میزان نمک جامد LiBr اضافی به بلور تبدیل می­ شود.

۳-۲ تحلیل ترمودینامیکی سیکل جذبی خورشیدی:جزء جذبی سیستم[۳۹]

یک سیکل تک اثره جذبی که از آب-لیتیم برماید به عنوان سیال عامل استفاده می­ کند را می­توان ساده­ترین مظهر تکنولوژی جذبی دانست. شماتیک این سیکل در شکل ۳-۳ نشان داده شده است. اجزاء اصلی نام گذاری شده ­اند و نقاط حالت در خطوط ارتباطی به صورت نشان داده شده شماره گذاری شده اند. شماتیک نشان می­دهد که انتقال انرژی خارجی سیکل، همانطور که فلش­ها جهت انتقال را همراه با نام متغیرها نشان می­دهد، شامل چهار گرما و یک کار می­باشد.

شکل ۳-۲ نمودار آنتالپی-غلظت جهت محلول آبی LiBr [38]
در مطالب بعدی به بررسی قوانین ترمودینامیکی و تحلیل سیستم سیستم نشان داده شده می پردازیم. استثناء آن درحالت مادون سرد^[۵۶] و سوپرهیت^[۵۷] است که نمی­ توان به صورت دقیق در چارت Duhring که تنها نمایش دهنده حالت اشباع^[۵۸] است، نشان داد.
۳-۲-۱ آنالیز بقای جرم
در حالت پایدار، مجموع دبی جرمی وارد شده و خارج شده از هر جزءاز سیکل باید برابر صفر باشد. به علاوه، تا زمانی که فرض شود هیچ واکنش شیمیایی بین آب و لیتیم برماید رخ نمی­دهد، مجموع دبی جرمی وارد شده و خارج شده هر کدام از این دو به هر جزئی از سیکل نیز باید برابر صفر باشد.

شکل ۳-۳ شماتیکی از سیکل جذبی تک اثره آب-لیتیم برماید [۳۹]
تازمانی که دو نوع ماده داریم(آب و لیتیم برماید) فقط دو رابطه تعادل جرم مستقل خواهیم داشت. به عنوان مثال، تعادل جرم در ژنراتور را که می­توان بر پایه جرم کل نوشت:

 

(۳-۳)

 

 

 

تعادل لیتیم برماید، با فرض اینکه بخار ترک کننده ژنراتور فاقد نمک باشد، به این صورت حاصل می­ شود:

 

(۳-۴)

 

 

 

که بیانگر جزء جرمی لیتیم برماید در محلول در نقاط ۳ و ۴ می باشد.
تعادل جرم آب با تفریق رابطه ۳-۱ از رابطه ۳-۲ به صورت زیر بدست می ­آید:

 

(۳-۵)

 

 

 

این حقیقت که فقط دو تا از این سه تعادل جرم مستقل اند با این حقیقت که سومین معادله از دو معادله نخست حاصل می­ شود، تأیید می­ شود. هرچند، می­توان تعادل آب را مستقیماً از شماتیک نوشت همان گونه که برای تعادل جرم کل و لیتیم برماید انجام دادیم. آنالیزهای مشابهی را می­توان بر روی داده ­های اجزاء ارائه شده نوشت. نتیجه آن است که پیوستگی جرم برای همه اجزاء قانع کننده است. در حالت کلی، نرخ جریان جرم با ظرفیت ماشین مقیاس گذاری می­ شود و برای هر کاربردی متفاوت خواهد بود. روابط زیر بیانگر آنالیز بقای جرم در کل سیستم می باشند:

 

(۳-۶)

 

 

(۳-۷)

 

• خبرگزاری مهر( ۱۳۹۲)، نوزدهم آذر، ساعت ۱۵:۱۴، کد خبر ۲۱۹۲۷۶۳، گزارش: محمدرضا جباری، دسترسی آنلاینhttp://www.mehrnews.com/TextVersionDetail/2192763

 

• دهدشتی شاهرخ، زهره، فیاض، مرتضی (۱۳۹۲)، مدیریت بازاریابی در صنعت گردشگری، تهران: انتشارات مهکامه، چاپ دوم.

 

• • رحمان سرشت، حسین، ملکمی، افسانه (۱۳۸۲)، الگوی آمیخته ارتباطات و پیشبرد برای صنعت گردشگری ایران با نگرش به فرایند تصمیم‌گیری گردشگران بین‌المللی، مطالعات مدیریت بهبود و تحول، بهار و تابستان ۱۳۸۲ - شماره ۳۷ و ۳۸ صفحه ۴۹-۷.

 

• رضوانی، محمدرضا (۱۳۸۷)، توسعه پایدار گردشگری روستایی با رویکرد گردشگری پایدار، انتشارات دانشگاه تهران.

 

• رنجبریان، بهرام، زاهدی، محمود (۱۳۷۹)، برنامه‌ریزی توریسم در سطح ملی و منطقه‌ای، ترجمه جهاد دانشگاهی، دانشگاه اصفهان.

 

• سلیمانی، حسن (۱۳۸۸)، نظام حقوق بین‌المللی مالکیت فکری و حمایت از صنایع‌دستی، سال یازدهم، شماره ۲۶.

 

• شکوبی، حسین، مشیری، رحیم، خادم الحسینی، احمد (۱۳۸۵)، «بررسی و شناخت توان های بازار اصفهان در جذب گردشگر»،نشریه جغرافیا» علوم جغرافیایی «بهار ۱۳۸۵ - شماره ۱(صفحه از ۷ - ۳۶).

 

• شمس، فواد (۱۳۹۱)، گردشگری به مثابه صادرات نامرئی: نقش توریسم در توسعه پایدار روستایی، دسترسی آنلاین درhttp://www.magiran.com/npview.asp?ID=2592910

 

• صرامی، حسین (۱۳۸۴)، «صنایع دستی اصفهان و مشکلات آن» ،نشریه جغرافیا» فضای جغرافیایی»بهار و تابستان ۱۳۸۴ - شماره ۱۳. ص ۶۰-۴۹.

 

• صیدایی، اسکندر، رستمی، شهین (۱۳۹۱)، «سنجش تاثیرات اجتماعی ـ فرهنگی و اقتصادی توسعه گردشگری نمونه موردی شهر کرمانشاه» اصفهان، دانشگاه اصفهان.

 

• جی.تلفر، دیوید، شارپلی، ریچارد (۱۳۹۱)، برنامه‌ریزی توسعه گردشگری در کشورهای درحال‌توسعه، ترجمه ضرغام بروجنی، حمید، تهران: مهکامه.

 

• ضرغام بروجنی، حمید (۱۳۸۹)، برنامه‌ریزی توسعه جهانگردی رویکردی همپیوند و پایدار، تهران: مهکامه.

 

• ضیایی، محمود، تراب احمدی، مژگان (۱۳۹۱)، شناخت صنعت گردشگری با رویکرد سیستمی، تهران: نشر علوم اجتماعی.

 

• ضیایی، محمود، ترابیان، پونه (۱۳۸۹)، سنجش سطح قابل‌قبول اثرات منفی اجتماعی گردشگران بر جوامع محلی در ایران موردمطالعه سکونتگاه‌های روستایی حوزه‌ی تالاب پریشان، فصلنامه علمی پژوهشی انجمن جغرافیای ایران (جغرافیا)، دوره جدید، سال هشتم، شماره ۲۷، صفحه.۲۰۵-۲۲۴.

 

• عطرسایی، بنفشه (۱۳۸۸)، رابطه عوامل جمعیت شناختی و رفتار خرید صنایع‌دستی گردشگران اروپایی در اصفهان، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه علامه طباطبایی تهران.

 

• فرزین، محمدرضا (۱۳۸۹)، اقتصاد گردشگری، تهران: شرکت چاپ و نشر بازرگانی.

 

• فرهادی، کاظم (۱۳۸۵)، اقتصاد و فرهنگ، نویسنده دیوید تراسبی، ترجمه کاظم فرهادی، چاپ دوم، تهران: نشر نی.

 

• قدمی، مصطفی، علیقلی زاده فیروزجایی، ناصر (۱۳۹۱)، ارزیابی توسعه گردشگری مقصد در چارچوب پایداری نمونه مورد مطالعه (دهستان تمشکل/ شهرستان تنکابن)، فصلنامه تحقیقات جغرافیایی، سال ۲۷، شماره اول، بهار ۱۳۹۱، شماره پیاپی ۱۰۴، صفحه ۷۹-۱۰۴.

 

• کاتلر، فیلیپ (۱۳۸۹)، اصول بازاریابی، ترجمه مهدی زارع، تهران: مهرجرد: مدیرفردا.

 

• کرمی، زکیه (۱۳۸۹)، «بازاریابی صنایع دستی و اثرات آن بر گردشگری با تأکید بر گلیم نقش برجسته ی ایلام»،نشریه علوم اجتماعی»فرهنگ ایلام«بهار و تابستان ۱۳۸۹ - شماره ۲۶ و ۲۷، ص ۱۷۲-۱۸۵.

 

• کمالی مهاجر، مرضیه، فراهانی، بنفشه (۱۳۹۱)، فرهنگ زیست‌محیطی راهکاری جهت توسعه گردشگری پایدار، اولین همایش ملی گردشگری و طبیعت گردی ایران‌زمین.

 

• کیقبادی، مرضیه، فخرایی، مرضیه، علوی، سارا، زواری، عبدالمجید (۱۳۸۷)، شناخت صنعت فرهنگی، اداره کل تبلیغات اسلامی قم.

 

• منوچهری، رضا (۱۳۹۱)، بررسی چالش‌های اقتصادی صنایع‌دستی ایران و نقش آن در توسعه گردشگری، پایان‌نامه کارشناسی ارشد رشته مدیریت مالی، دانشگاه آزاد واحد تهران مرکز، دانشکده مدیریت، گروه مدیریت دولتی.

 

• نیک‌بین، مهنا، کرمی، مهرداد (۱۳۹۱)، «بررسی پایداری اجتماعی- فرهنگی توسعه ی گردشگری مطالعه موردی جزیره کیش»، فصلنامه تحقیقات فرهنگی، دوره پنجم، شماره ۲،۱۳۷-۱۵۸.

 

• واحد مرکزی خبر، دسترسی آنلاین:http://www.iribnews.ir/NewsText.aspx?ID=243199

 

• یاوری، حسین (۱۳۸۶)، نگرشی بر تحولات صنایع‌دستی در جهان، چاپ چهارم، تهران: نشر سوره مهر.

 

• یاوری، حسین (۱۳۹۰)، شناخت صنایع‌دستی ایران، چاپ چهارم، تهران: نشرمهکامه.

 

• یاوری، حسین، نورماه، فروهر (۱۳۸۶)، نگرشی بر تحولات صنایع‌دستی در جهان: چاپ سوم، تهران: انتشارات سوره مهر.

 

• یاوری، حسین و حسن بیگی، محمدرضا (۱۳۶۱)، کلیاتی درباره صنایع‌دستی روستایی ایران، سازمان صنایع‌دستی ایران، تهران: سازمان صنایع‌دستی ایران.

 

منابع لاتین

 

• Agarwal, V. B., & Yochum, G. R. (1999). Tourist spending and race of visitors. Journal of Travel Research, ۳۸(۲), ۱۷۳-۱۷۶.

 

• Anderson, L. F. and Littrell, M. A. (1995)‘Souvenir-purchase behavior of womentourists’, Annals of Tourism Research, Vol.22, No. 2, pp. 328–۳۴۸

 

• Beerli, A., & Martin, J. D. (2004). Factors influencing destination image. Annals of tourism research, ۳۱(۳), ۶۵۷-۶۸۱.

 

• Bloch, P. H., Ridgway, N. M., & Dawson, S. A. (1994). The shopping mall as consumer habitat. Journal of retailing, ۷۰(۱), ۲۳-۴۲.

 

• Bojanic, D. C. (2011). The impact of age and family life experiences on Mexican visitor shopping expenditures. Tourism Management, ۳۲(۲), ۴۰۶-۴۱۴

 

• Butler, R. W. (1991). West Edmonton Mall as a tourist attraction. The Canadian Geographer/Le Géographe canadien, ۳۵(۳), ۲۸۷-۲۹۵.

 

• Butler,R. W. (1980) The concept of a Tourist area cycleof evolution: implications for management of resources. CanadianGeographer,XXIV(1),5

 

• CARR, J. (1990). 3. The Social Aspects of Shopping Pleasure or Chore? The Consumer Perspective. RSA Journal, 189-197.

 

• Choi, T. M., Liu, S. C., Pang, K. M., & Chow, P. S. (2008). Shopping behaviors of individual tourists from the Chinese Mainland to Hong Kong. Tourism Management, ۲۹(۴), ۸۱۱-۸۲۰.

 

• Christiansen, T., & Snepenger, D. J. (2002). Is it the mood or the mall that encourages tourists to shop?.Journal of Shopping Center Research, ۹(۱), ۷-۲۶.

 

• Cohen, E. (1988). Authenticity and commoditization in tourism. Annals of tourism research, ۱۵(۳), ۳۷۱-۳۸۶.

 

• Dardis, R., Soberon-Ferrer, H., & Patro, D. (1994). Analysis of leisure expenditures in the United States. Journal of Leisure Research,26(4), 309–۳۲۱.

 

• Fairhurst, A., Costello, C., & Holmes, A. F. (2007). An examination of shopping behavior of visitors to Tennessee according to tourist typologies. Journal of Vacation Marketing, ۱۳(۴), ۳۱۱-۳۲۰.

 

• Finn, A., McQuitty, S., & Rigby, J. (1994). Residents’ acceptance and use of a mega multi-mall: West Edmonton Mall evidence. International Journal of Research in Marketing, ۱۱(۲), ۱۲۷-۱۴۴.

 

• Gartner, William, C. (1996), Tourism Development, Principles, Processes & Policies, New York, John Wiley & Sons, Inc.

 

• Gordon, B., (1986), “The souvenir: Messenger of the Extraordinary.” Journal of Popular Culture , ۲۰(۳):۱۳۵-۱۴۶.

 

• Greenwood, D. J: 1977 Culture by the Pound: An Anthropological Perspective on Tourism as CulturalCommoditization. In Hosts and Guests, V. L. Smith, ed., pp. 129 -139. Philadelphia:University of Pennsylvania Press.1982 Cultural “Authenticity!’ Cultural Survival Quarterly 6(3):27-28.

 

• Halewood, C., & Hannam, K. (2001). Viking heritage tourism: authenticity and commodification. Annals of tourism research, 28(3), 565-580.

 

• Halonen, L., & Domin, A. (2014). The Experience of Shopping for Tourists.

 

 

لازم به ذکر است که از ۱۱ آزمایشی که در قالب جدول (۳-۲) فاکتورهای ورودی فرایند بالج آزاد گرم لوله تعریف شده است، در ۹ آزمایش مقادیر توان کار سختی و ضریب استحکام مطابق با دمای کاری لوله‏ی مورد آزمایش یعنی ۲۵۰ در نظر گرفته شده است و در ۲ آزمایش باقیمانده به دلیل بررسی تاثیر توان کار سختی و ضریب استحکام بر فرایند از ضرایب استحکام وتوان کارسختی‌های مطابق دماهای ۲۰- ۱۵۰ استفاده شده است.
فصل چهارم: شبیه‌سازی فرایند به روش اجزا محدود با بهره گرفتن از نرم افزار آباکوس
۴-۱ مقدمه
استفاده از روش‏های عددی در تحلیل مسائل صنعتی یا تحقیقاتی، نیاز به ابزاری قدرتمند به منظور امکان‏سنجی و پیش‏بینی شرایط در فرایند را به وجود آورده است. از طرف دیگر به دلیل پرهزینه و زمان‏بر بودن روش آزمایشگاهی در مسائل مربوط به شکل‏دهی فلزات، این روش مقرون به صرف نمی‌باشد.
روش عددی به واسطه‏ی گسترش علوم کامپیوتر، پیشرفت قابل ملاحضه‏ای در سایر علوم از جمله شکل‏دهی فلزات داشته است. مهمترین نکته در روش عددی، تبدیل روابط پیچیده‏ی ریاضی به روابط ساده با بهره گرفتن از یک مدل پایه قدرتمند مبتنی بر معادلات ریاضی می‏باشد.
همچنین از آنجایی که تعداد مسائل علمی و کاربردی که از حل‏های تئوری بهره می‏برند، کم است لذا ضرورت استفاده از مدل‏سازی عددی به عنوان یک ابزار قدرتمند در حل مسائل مذکور نیاز می‏باشد. بدین صورت استفاده از نرم‏افزارهای المان محدود بدلیل کاربرد در طیف وسیعی از اشکال هندسی، مواد و شرایط بارگذاری مورد توجه محققین و صنعتگران قرار گرفته است.
روش المان محدود قادر است که مسائل پایدار، مسائل وابسته به زمان و همچنین مسائلی که دارای خواص غیر خطی برای ماده‏اند را تحلیل کند. این روش پایه‏ی مبنای بسیاری از طراحی‏ها به کمک رایانه است و برنامه‏های رایانه‏ای پیشرفته‏ای که نوشته می‏شوند را دربر می‏گیرد.

در ابتدای این فصل به معرفی روش اجزا محدود و نرم‏افزار آباکوس پرداخته می‏شود. سپس شبیه‏سازی اجزا محدود به کمک نرم افزار آباکوس برای فرایند بالج آزاد گرم لوله ارائه می‏شود.
۴-۲ معرفی روش اجزا محدود
در روش المان محدود سازه مورد نظر به اجزاء جداگانه‏ای تحت عنوان المان نقسیم می‏شود. المان‌های مذکور در نقاطی به نام گره به یکدیگر متصل شده و در نتیجه میدان جابجایی پیوسته‏ای را مهیا می‏سازد. هندسه‌ی این المان‏ها کوچک بوده و معمولا ساده‌تر از هندسه‌ی محیط پیوسته است.
با حل معادله‏های میدان که معمولا به صورت ماتریس‏های نواری هستند، مقدار متغییر میدان در گره‏ها از طریق مونتاژ عناصر بدست می‏آید. روش اجزا محدود ما را قادر می‏سازد که یک مسئله با بی‏نهایت درجه آزادی را به یک مسئله با درجات آزادی محدود تبدیل کنیم تا در نهایت مراحل حل آن ساده‏تر شود.
روش کلاسیک تحلیل یک مدل پیوسته بدین صورت است که یک تابع تنش یا تغییر شکلی که معادلات دیفرانسیل، روابط تنش-کرنش و شرایط ناسازگازی را در هر نقطه از محیط پیوسته (شامل شرایط مرزی) برآورده سازد، تعیین می‏شود. باتوجه به قیود پیچیده‏ کار، تعداد حل‏های کلاسیک موجود بسیار محدود است. به علاوه اکثر نتایج بدست آمده به صورت سری‏های نامتنهایی می‏باشد که در محاسبات عملی فقط چند جمله اول آن‏ها به کار گرفته می‏شود که نتیجه‌ی آن ایجاد تقریب در نتایج بدست آمده است.
لازم به ذکر است که کاربرد روش المان محدود بیشتر به مکانیک جامدات معطوف می‏شود اما گستردگی این روش باعث شده است که از آن در سایر علوم و زمینه‌هایی که دارای مدل ریاضی باشند، استفاده نمود.
۴-۳ معرفی نرم افراز آباکوس
همانطور که در قبل اشاره شده به منظور بهره‏گیری از روش‎های عددی در جهت حل مسائل، نیاز به ابزاری قدرتمند به منظور پوشش‏دهی سایر شرایط موجود در فرایند لازم می‏باشد.
نرم افزار آباکوس یکی از قدرتمندترین و معتبرترین نرم‏افزارهای اجزا محدود است که از جایگاه ویژه‏ای در میان محققین و صنعتگران برخوردار است. این نرم افزار قابلیت تحلیل کلیه مسائل شکل‌دهی مانند هیدروفرمینگ، شکل‏دهی گازی، کشش عمیق، نورد، ورق‏کاری و… را دارد. همچنین این نرم افزار قابلیت شبیه‏سازی مسائل در قالب محیط ۲ بعدی و ۳ بعدی را دارد.
در ادامه تاریخچه‏ای مختصر از این نرم افزار آورده می‏شود. سپس دیدگاه کلی روش المان محدود در نرم افزار مذکور مورد بررسی قرار می‏گیرد.
۴-۳-۱ تاریخچه‌ نرم افزار آباکوس
آباکوس در سال ۱۹۷۸ توسط دیوید هیبیت^[۴۸]، بنگت کارلسون^[۴۹] و پل سورنسن^[۵۰] به کار گرفته شد.
به دلیل نیاز مبرم مهندسین در زمینه‌ی انرژی هسته‏ای و مهندسی حفاری به ابزاری جهت مطالعات مسائل پیچیده و غیر خطی، این نرم افزار طراحی شده بود. به دلیل اینکه این نرم افزار بر پایه مسائل غیر خطی بنا نهاده شده است، لذا توانایی شبیه‏سازی پیچیده‏ترین مسائل را با در نظر گرفتن اثرات بسیار ظریف را دارا می‏باشد.
در نهایت به دلیل اینکه روش تحلیلی نمی‏تواند پاسخگوی تمامی مسائل در علوم مختلف شود و همچنین مقرون به صرفه نبودن روش آزمایشگاهی به دلیل زمان‏بر بودن و هزینه‏بر بودن پروسه‌ی آن، نرم افزار آباکوس به نمایندگی از روش عددی توانسته است از سال ۱۹۸۰ تا کنون رضایت سایر محققین و صنعت‌گران را جلب کند، لذا از جایگاه ویژه‌ای بین محققین برخوردار است.
۴-۳-۲ دیدگاه کلی سیستم اجزا محدود در نرم افزار آباکوس
روش اجزا محدود در نرم افزار آباکوس به سه دسته‏ی کلی تقسیم می‏شود.
۱)Abaqus/Standard: یک آنالیزگر همه منظوره است که می‏تواند در یک محدوده‏ی گسترده مسائل خطی و غیر خطی را آنالیز کند. این محصول برای حل مسائل متداول در اجزا محدود مانند انواع تحلیل‏های استاتیکی، دینامیکی، حرارتی و … که همه‏ی آن‏ها گزینه‏هایی برای مواد غیر خطی دارند طراحی شده است.
۲)Abaqus/Explicit: یک آنالیزگر تک منظوره است که برای اجزا محدود دینامیکی صریح و آنالیز نیمه استاتیکی مورد استفاده قرار می‏گیرد. این محصول برای مدل کردن وقایع دینامیکی گذرا از قبیل مسائل ضربه زدن، سقوط آزاد، تصادفات و پروسه تولید و همچنین برای مسائل غیر خطی زیاد که شرایط تماس در آن وارد می‏شود مانند شبیه‏سازی شکل‌دهی بسیار موثر است.
۳)Abaqus/CAE: یک محیط کامل و ساده برای این نرم افزار است که در برگیرنده‏ی مدل‏سازی، آنالیز و بررسی و ارزیابی نتایج شبیه‏سازی است.
آباکوس یک برنامه سطح بالای اجزا محدود می‏باشد که توانایی مدل کردن اجسام با کوچکترین جزئیات نظیر رفتار ماده که تحت تاثیر بارهای خارجی قرار می‏گیرد را دارا می‏باشد.
۴-۳-۳ مزایای نرم افزار آباکوس نسبت به نرم افزارهای مشابه
در زیر به مواردی اشاره می‏شود که نرم افزار مذکور را نسبت به نرم افزارهای تحلیلی دیگر برتری می‏دهد.
۱) توانایی مدل کردن تغییر شکل‏های بزرگ در حالت‏های دو بعدی و سه بعدی
۲) توانایی حل مسائل دینامیکی و استاتیکی
۳) توانایی بالا در مدل کردن تماس یا برخورد
۴) دارا بودن مجموعه وسیعی از اجزا مانند اجزای جرمی، میله‏ای، دو بعدی صلب، پوسته‏ای و سه بعدی صلب
۴-۳-۴ تحلیل روش‏های حل صریح و ضمنی در نرم افزار آباکوس
در کل فرایند مربوط به شکل‏دهی فلزات به صورت شبه‏استاتیکی در نظر گرفته می‏شود. همچنین اثرات اینرسی در شکل‏دهی قابل اغماض بوده، بدین منظور برای این چنین مسائل می‏توان از دو روش حل Explicit یا Implicit (صریح یا ضمنی) استفاده نمود.
معادله‌ی کلی تعادل برای مدل المان محدود عبارت است از:
(۴-۱)
که () بردار نیروی خارجی است و () بردار نیروهای داخلی است که ناشی از تنش بین المان‏ها است.
() ماتریس جرم و () بردار شتاب تعریف می‏شود. پس مقدار () بردار نیروی ناشی از اینرسی جرم است.
در تحلیل مسائل در نرم افزارآباکوس، نیروهای داخلی از معادله‌ی زیر بدست می‌آیند.
(۴-۲)
که در آن V حجم مدل مورد نظر، تنش جاری دو نقطه مورد نظر و ماتریسی است که مولفه‏های نرخ کرنش را به مولفه‏های نرخ جابجایی سرعت ربط می‏دهد، یعنی:
(۴-۳)
لازم به ذکر است که معادله‏ی استاتیکی به این معنی است که نیروهای اینرسی ناچیر هستند، مانند نیروهای ثقل و نیروهای گریز از مرکز و این به این معنی است که:
(۴-۴)
۴-۳-۵ حل ضمنی معادله استاتیکی
حل ضمنی وقتی موثر است که آنالیز حل در زمان نسبتا کمی قابل انجام باشد.
Abaqus/Standard از روش نیوتن رافسون برای حل معادله‏ی استاتیکی () استفاده می‏کند. فرض می‏شود که یک جواب تخمینی () در تکرار شماره موجود می‏باشد، بنابراین سری تیلور حول این جواب تخمین عبارت است از:

یکی از مشکلات اساسی در الگوسازی روشخود توضیح برداری (VAR) تعیین تعداد وقفه های متغیرهای الگواست. اگرتعداد مشاهدات زیاد نباشد بااحتساب وقفه های متغیرها تعداد پارامترهایی که باید تخمین زده شود، به صورت نگران کننده ای زیاد شده و بنابراین، درجه ی آزادی به صورت نگران کننده ای کاهش می یابد. از دیگر اشکالات این روش دراین است که در این الگو با Kمتغیر درونزا، باید کلیه ی K متغیر پایا باشند ( نوفرستی، ۱۱۶،۱۳۸۷). اگر این شرط برآورد نشود، لازم است که به متغیرهای پایا تبدیل شوند. اما هاروی (۱۹۹۰)^[۴] می گوید که ممکن است نتایج بدست آمده برایناساس مطلوب نباشد. به همین خاطر است که بسیاری از دوستداران روش مذکور تمایل دارند از سطح متغیرها استفاده کنند، حتی اگر بدانند که بعضی از متغیرهای الگو ناپایا هستند. در چنین صورتی باید اثر وجود ریشه واحد بر توزیع برآورد کننده ها را از نظر دور نداشت. در عین حال در مواردی که ترکیبی از متغیرها با ریشه ی واحد (۱)I و پایا (۰)I در الگو وجود دارند ممکن است شرایط بسیار سخت تری به وجود آید. در چنین حالتی حصول پایایی چندان سهل نخواهد بود.

لذا با توجه به تردیدی که دررابطه با پایایی تمامی متغیرهای مدل وجود دارد، دراین پژوهش روش خود توضیح با وقفه های گسترده (ARDL) به عنوان روش تخمین مدل برگزیده میشود تا بدین وسیله بتوان رابطه تعادلی بلندمدت میان سرمایه گذاری دربخشهای مختلف اقتصادی- صنعت، کشاورزی و خدمات- رابا متغیرهای تأثیرگذار بر سرمایه گذاری در آن بخش ها را بدست آورد. لذا در ادامه، روش خود توضیح برداری با وقفه های گسترده با تفصیل بیشتری مورد بررسی قرار می گیرد.
۳-۴-۲- تصریح مدل
همان طور که در بخش قبلی بدان اشاره شد روش تخمین خود توضیح برداری باوقفه های گسترده (ARDL) به دلیل مزیت آن در رابطه با عدم لزوم برقراری شرط پایایی متغیرهای موجود در مدل به عنوان روش آزمون دراین پژوهش برگزیده شده است. دراین قسمت به شرح این روش در آزمون وجود همجمعی بین متغیرها پرداخته خواهد شد.
به طور کلی این روش از سه مرحله تشکیل شده است که در زیربدان اشاره می گردد.
الف- برآورد رابطه کوتاه مدت
دراین مرحله ابتدا مدل موردنظر با روش حداقل مربعات معمولی (OLS) برای تمامی ترکیبات ممکن و براساس وقفه های متفاوت متغیرهای موجود در مدل برآورد می شود.
مدل را بصورت کلی و در چارچوب روش (ARDL) می توان به صورت زیر نشان داد:
(۳-۷)
که در این رابطه،  عرض از مبدأ و  متغیر وابسته،  بردار (۱ × S) از متغیرهای قطعی (غیر تصادفی) نظیر متغیر روند، متغیرهای مجازی و یا متغیرهای برونزا با وقفه های ثابت است. همچنین P نشان دهنده تعداد وقفه های متغیر وابسته و q تعداد وقفه های متغیرهای توضیحی و i نیز معرف متغیرهای توضیحی است. همچنین L عامل وقفه است که به صورت زیر تعریف می شود:
(۳-۸)
بنابراین با در نظرگرفتن تعداد وقفه های متغیرها و عامل وقفه روابط زیر برقرار است:
(۳-۹)
(۳-۱۰)
در روش مذکور نرم افزار مایکروفیت^[۵] ابتدا رابطه (۳-۷) را به روش حداقل مربعات معمولی (OLS) برای کلیه ی ترکیبات ممکن مقادیر m و … و ۲ و ۱ و ۰ =P و m و … و ۲ و ۱ و ۰=q و kو … و ۲ و ۱ و ۰=i یعنی به تعداد  بار برآورد میکند. در این میان حداکثر تعداد وقفه های متغیرها (m)، از سوی پژوهشگر و با توجه به مشاهدات تعیین می شود. به طوری که هر چه دامنه ی سری های زمانی بزرگتر باشد، می توان وقفه های بزرگتری را آزمایش نمود. در نهایت به محقق این امکان داده می شودتا از بین  رگرسیون برآورد شده یکی را با توجه به یکی از چهار ضابطه ی آکائیک^[۶]، شوارتز بیزین^[۷]، حنان کوئین^[۸] و ضریب تعیین تعدیل شده انتخاب کند(نوفرستی،۹۶،۱۳۸۷).
براین اساس، مدل در چارچوب روش پویای ARDL برای تابع سرمایه گذاری به ترتیب در بخش های صنعت، خدمات وکشاورزی به شکل زیر خواهد بود.

(۳-۱۱)
(۳-۱۲)

(۳-۱۳)

همانطور که قبلاً بدان اشاره گردید، Iindast معرف سرمایه گذاری در بخش صنعت، Iserv سرمایه گذاری دربخش خدمات و Iagr سرمایه گذاری در بخش کشاورزی می باشد.
نیز معرف عرض از مبدأ درهر کدام از معادلات می باشند.
در توابع بالا d,c و e به ترتیب تعداد وقفه های بهینه برای متغیرهای سرمایه گذاری، درآمد نفتی و نرخ بهره ی واقعی سپرده های بانکی است.
نهایتاً از طریق هر کدام از این سه معادله ی برگزیده شده، رابطه کوتاه مدت میان متغیرها تفسیر میشود. قابل ذکر است که در این مرحله باید یکسری فرضیات، جهت اطمینان از صحت معادلات رگرسیونی برآورده شده مورد آزمون قرار گیرد؛
یکی از این فرضیات، ثبات مدل رگرسیونی برآورد شده می باشد. در این راستا نرم افزار مایکروفیت امکان محاسبه آماره ی پسماند تجمعی ^[۹](CUSUM) و آماره ی مجذور پسماند تجمعی^[۱۰] (CUSUMQ)- ارائه شده توسط براون^[۱۱] (۱۹۷۵)- را برای آزمون ثبات ساختاری،فراهم می کند.این آزمون،نمودار پسماند تجمعی ومجذور پسماند تجمعی را بین دو خطصاف(فاصله اطمینان %۹۵) ارائه می کند. در این بین اگر نمودار ارائه شده در داخل فاصله اطمینان باشد فرضیه ی صفر مبنی بر عدم وجود شکست ساختاری پذیرفته می شود. از سوی دیگر چنانچه نمودار از فاصله اطمینان بیرون زده باشد- به عبارتی فاصله اطمینان را قطع کرده باشد- فرضیه ی صفر مبنی برعدم وجود شکست ساختاری رد و فرضیه ی وجود شکست ساختاری پذیرفته می شود. آماره ی CUSUM برای یافتن تغییرات سیستمایک در ضرایب رگرسیون می باشد. همچنین آماره ی CUSUMQ زمانی که انحراف از پایداری ضرایب رگرسیونی اتفاقی و ناگهانی است، مفیدواقع می شود.(تشکینی،۱۳۸۴)
از دیگر فرضیات مورد بررسی فرضیه ی عدم وجود خود همبستگی در بین جملات پسماند است. جهت آزمون این فرضیه معمولاً از معادلات رگرسیونی از آزمون ارائه شده توسط دوربین واتسن^[۱۲] (DW) استفاده می شود. اما از آنجایی که درمدل های خود رگرسیونی – مدل هایی که شامل یک یا چند مقدار با وقفه از متغیر وابسته به عنوان متغیر توضیحی است –d محاسباتی به سمت عدد ۲ تورش دارد- یعنی همان عددی که بر تصادفی بودن صرف جملات پسماند دلالت دارد- لذا در این پژوهش جهت آزمون فرضیه ی مذکور از آزمون h دوربین واتسن^[۱۳](h-DW)استفاده می شود.(گجراتی،۱۳۸۷).
فرضیه ی تصریح صحیح مدل از دیگر فرضیه های مورد بررسی می باشد. جهت بررسی این فرضیه از آزمون ارائه شده توسط رمزی(۱۹۷۰)^[۱۴] استفاده می شود. یکی از مزایای این آزمون راحتی کاربرد آن است و اینکه برای انجام این آن حتماً لازم نیست که مدل دیگری به عنوان جایگزین^[۱۵] ارائه شود.(گجراتی ،۱۳۸۷)
از جمله فرضیه های دیگری که در معادلات رگرسیونی مورد بررسی قرار می گیرد، یکی فرضیه ی توزیع نرمال جملات پسماند و دیگری آزمون همسانی واریانس اجزا اخلال است. براساس قضیه ی حد مرکزی با توجه اینکه دوره ی زمانی مورد مطالعه بزرگتر از ۳۰ سال است، در این مطالعه تخمین زنهای ضرایب معادلات مورد مطالعه دارای توزیع نرمال مجانبی هستند(گجراتی،۱۳۸۷)
بنابراین با توجه به تعداد مشاهدات در پژوهش حاضر، نیازی به بررسی فرضیه ی نرمال بودن جملات پسماند وجود ندارد. از طرف دیگر درسری های زمانی نیازی به آزمون ناهمسانی واریانس نیست.اگرچه بر طبق نظر شرستا و جودهاری^[۱۶] ،از آنجایی که سری های زمانی شکل دهنده ی معادله ی ARDL به طور بالقوه از رتبه ی جمعی(۰)I و(۱)I ترکیب شده اند، وجودناهمسانی واریانس طبیعی است. پس از اطمینان از صحت مدل با توجه به آزمون های صورت گرفته، می توان ضرایب رابطه کوتاه مدت را تفسیر کرده و در مرحله ی دوم رابطه بلند مدت میان متغیرها را آزمون کرد.
ب- آزمون وبرآورد رابطه بلند مدت
برای تخمین رابطه بلند مدت می توان از روش دو مرحله ای به نحو زیر استفاده کرد:
در مرحله ی اول ، وجود رابطه بلند مدت بین متغیرهای تحت بررسی آزمون می شود. در این رابطه اگر مجموع ضرایب برآورده شده مربوط به وقفه های متغیر وابسته کوچکتر از یک باشد، الگوی پویا به سمت تعادل دراز مدت گرایش می یابد.لذا، برای آزمون همگرایی لازم است آزمون فرضیه ی زیرانجام گیرد:
(۳-۱۴)
که در آن مجموع ضرایب برآورد شده مربوط به وقفه های متغیر وابسته می باشد. کمیت آماره ی t مورد نیاز برای انجام آزمون فوق به صورت زیر محاسبه می شود:
(۳-۱۵)
با مقایسه ی آماره ی t محاسباتی و کمیت بحرانی ارائه شده از سوی بنرجی،دولادو و مستر^[۱۷] در سطوح اطمینان %۹۹، %۹۵،%۹۰ می توان به وجود، یا عدم وجود رابطه تعادلی بلند مدت بین متغیرهای الگو پی برد. تنها اگر وجود رابطه پایدار بلند مدت بین متغیرهای مدل اثبات شود، درمرحله ی دوم ، تخمین وتحلیل ضرایب بلند مدت صورت می گیرد. دربلند مدت روابط زیر بین متغیرهای حاضر در مدل صادق خواهدبود:
(۳-۱۶)

لذا، رابطه بلندمدت سرمایه گذاری در بخش های صنعت،خدمات وکشاورزی رامی توان چنین نشان داد:
(۳-۱۷)Iindast_t=
(۳-۱۸)Iserv_t=
(۳-۱۹)  =Iagr_t
که در آن ضرایب روابط بلند مدت با بهره گرفتن از رابطه زیر تخمین زده می شود:
(۳-۲۰)
که در این رابطه  معرف ضرایب رابطه بلند مدت می باشد. نهایتاً پس از تخمین وتفسیر ضرایب رابطه بلند مدت می توان الگوی تصحیحخطا را مورد برآورد قرار داد.
ج- برآورد الگوی تصحیح خطا
وجود همگرایی بین مجموعه ای از متغیرهای اقتصادی، مبنای استفاده از مدل های تصحیح خطا (ECM) را فراهم می کند. این الگوها قادرند نوسانات کوتاه مدت متغیرها را به مقادیر تعادلی بلندمدت ارتباط دهند.
مدل تصحیح خطا مرتبط با  )ARDL، با نوشتن معادله ی (۳-۷)برحسب سطوح وقفه ی داده شده و تفاضل مرتبه ی اول متغیرهای W_t,x_1t,x_2t,…,x_kt به صورت زیر بدست می آید:
(۳-۲۱)  در معادله ی فوق ، Xt برداری از متغیرهای اجباری و  بردار جزء خطای تصادفی با میانگین صفر و واریانس ـ کوواریانس ثابت می باشد.(ECM )نیز جزء تصحیح خطا است که به صورت زیر تعریف می شود:
(۳-۲۲)