FFl

۰۰۰/۰

۳۱۱/۸

۲۶۸/۰

رابطه مستقیم دارد

کل مدل رگرسیون

سطح معنی داری F

آماره F

آماره دوربین واتسون

R² تعدیل شده

۰۰۰/۰

۰۶/۱۴

۹۹۷/۱

۱۹۵/۰

نتایج تحلیل آماری در خصوص اعتبار الگوی رگرسیونی در بخش اول جدول فوق آمده است. ضریب تعیین مدل رگرسیونی ۱۹۵/۰ می باشد و حاکی از این که این مدل توانسته است ۵/۱۹ درصد از تغییرات متغیر عدم تقارن اطلاعاتی شرکتهای نمونه آماری را از طریق متغیرهای مستقل و کنترلی تبیین نماید. همچنین، نتایج نشان می دهد که آماره دوربین واتسون بین ۵/۱ تا ۵/۲ بوده و بنابراین، بین خطاهای الگوی رگرسیونی خود همبستگی شدیدی وجود ندارد و عدم وجود خود همبستگی بین خطاها، بعنوان یکی از فرضهای اساسی رگرسیون در خصوص مدل برازش شده، پذیرفته می شود. نتایج تحلیل واریانس رگرسیون (ANOVA) ، که براساس آماره F درخصوص آن تصمیم گیری می شود؛ برای الگوی برازش داده شده در آزمون فرضیه اول در دو ستون آخر جدول ۴-۳ آمده است. فرضیه های آماری مربوط به تحلیل آماره F بصورت ذیل می باشد.

H0: βi=0 الگوی رگرسیونی معنی دار نیست
H1: βi≠۰ الگوی رگرسیونی معنی دار است
سطح معنی داری آماره F برای مدل کمتر از سطح خطای آزمون(۰۵/۰=α ) است و درنتیجه فرض H₀ فوق رد می شود و رگرسیون برآورد شده بلحاظ آماری معنی دار و روابط بین متغیرهای تحقیق، خطی می باشد^[۸۲]. نتایج تحلیل آماری برای هر یک از متغیرهای مستقل و کنترلی به شرح زیر می باشد:
ضریب برآورد شده برای متغیر (EM) که ارتباط بین عدم تقارن اطلاعاتی با اقلام تعهدی را نشان می‌دهد، بمیزان ۰۰۴/۰ و با سطح معناداری ۰۱۲/۰ می باشد که پایین تر از ۰۵/۰ (سطح خطای آزمون) است. این یافته حاکی از ارتباط مستقیم و معنادار بین متغیرهای مذکور است.
در خصوص متغیرهای کنترلی، نتایج حاکی از آن است که بین متغیرهای ریسک سیستماتیک و سهام شناور آزاد با عدم تقارن اطلاعاتی ارتباط مستقیم و معنادار وجود دارد. و بین اندازه شرکت و عدم تقارن اطلاعاتی رابطه معکوس و معناداری وجود دارد.
در مجموع نتایج نشان داد که بین اقلام تعهدی با عدم تقارن اطلاعات رابطه وجود دارد. این یافته با ادعای مطرح شده در فرضیه اول سازگار بوده و این فرضیه در سطح اطمینان ۹۵ درصد پذیرفته می شود.
۴-۶) نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم
هدف از آزمون فرضیه دوم تحقیق بررسی این موضوع می‌باشد که آیا سطح عدم اطمینان بر رابطه بین اقلام تعهدی با عدم تقارن اطلاعاتی تاثیرگذار است یا خیر؟. و فرضیه آماری آن بصورت زیر قابل بیان می‌باشد:
: سطح عدم اطمینان بر رابطه بین اقلام تعهدی با عدم تقارن اطلاعاتی تاثیرگذار نیست.
: سطح عدم اطمینان بر رابطه بین اقلام تعهدی با عدم تقارن اطلاعاتی تاثیرگذار است.
آزمون این فرضیه از یک مدل رگرسیونی که در آن عدم تقارن اطلاعاتی تابعی از اقلام تعهدی وسطح عدم اطمینان(متغیر تعدیلگر) و متغیرهای کنترلی می‌باشد، استفاده شده است. نتایج حاصل از برازش مدل رگرسیونی مذکور در جدول ۴-۴ آمده است.
جدول ۴-۴: نتایج تجزیه و تحلیل آماری برای آزمون فرضیه دوم

متغیر

(P-value)

آماره t

اندازه ضریب β

نوع رابطه

EM

۰۲۹/۰

۰۹۱/۲

۰۹۶/۰

رابطه مستقیم دارد

Sys

(۱٫۵)

۱۴

۰

۴۲%

۲۳

۴۶

۰

۰%

۰

۰%

IKA

Tehran

BKK

Bangkok

(۱٫۲)

۲

۰

۰%

�

۰

۲

۱۰۰%

۰

۰%

جدول ۲-۹: آمارهای ماهان ایر

می‌توان گفت که با توجه به آمارهای این سایت، ایران ایر حتی از ماهان هم به شدت عقب افتاده است.
در نهایت با توجه به مباحثی که مطرح شد می‌توان وضعیت فعلی ایران ایر در بازار رقابت حمل‌ونقل هوایی را مشاهده کرد و پذیرفت که وضعیت فعلی ایران ایر بحرانی است.
در ادامه به بررسی ائتلاف‌های استراتژیک در صنعت حمل‌ونقل هوایی می‌پردازیم.
۲-۶ ائتلاف استراتژیک^[۱۸]
همکاری شرکت‌ها^[۱۹]، به خاطر سود مشترک آن درون یک ساختار از ائتلاف استراتژیک، در سال‌های اخیر اعتبار زیادی یافته است و ایرلاین های بین‌المللی در به‌کارگیری این فرم از پیشرفت استراتژیک، بسیار فعال‌اند.
ائتلاف استراتژیک به طور سنتی به عنوان ابزاری دیده می‌شد که به وسیله‌ی آن شرکت‌های چندملیتی می‌توانستند وارد بازارهایی شوند که امکان ورود به آن‌ها از راه‌های دیگر محدود شده بود. در سال‌های اخیر، شرکت‌ها به طور داوطلبانه ائتلاف‌ها را شکل داده‌اند تا از آن‌ها به عنوان یک ابزار استراتژیک برای پاسخ دادن به تغییرات شرایط تجارت، استفاده کنند. وجود ائتلاف استراتژیک در بسیاری از صنعت‌ها به وضوح دیده می‌شود مانند داروسازی، کارخانه‌های تولید خودرو و تولیدات شیمیایی. ایرلاین های بین‌المللی یکی از بهترین مثال‌ها برای نشان دادن این پیشرفت‌ها هستند.

دلایل اصلی ای که شرکت‌ها را برای شکل دادن این ائتلاف‌ها تحریک می‌کنند، متفاوت و پیچیده هستند. بعضی از آن‌ها عمومی‌اند درحالی‌که عوامل دیگر مربوط به ساختار صنعت حمل‌ونقل هوایی‌اند. برای ادامه‌ی کار ابتدا مفهوم ائتلاف استراتژیک را تعریف می‌کنیم.
یک فرم افقی خاص از ارتباط درون سازمانی که در آن دو یا چند سازمان ، بدون تشکیل یک سازمان مستقل جداگانه، برای رسیدن به یک یا چند هدف استراتژیک مشترک باهم همکاری می‌کنند را ائتلاف استراتژیک می‌گویند(اوانز ۲۰۰۱^[۲۰]).
علاوه بر انجام ائتلاف استراتژیک، مدیران باید به دنبال کشف و توسعه‌ی استراتژی های ائتلاف باشند. استراتژی های ائتلاف بیانگر چیزی بیش از یک توافق هستند. این‌ها یک نیت، یک فرایند پویا و یک منطق هستند که تصمیمات ائتلاف را کمک می‌کنند (بامفرد و گومز و رابینسون ۲۰۰۲^[۲۱]).در سال‌های اخیر استراتژی های ائتلاف یکی از ابزارهای جانبی در مدیریت بوده‌اند که برای ورود به بازارهای محدود برون‌مرزی مورد استفاده قرار می‌گیرند. با گذشت زمان جایگاه این استراتژی ها از جانبی بودن به سمت مرکزی بودن در حرکت است و مباحث پیرامون آن‌ها نیز تغییر کرده است. مدیران اجرایی دیگر به دنبال جواب این سؤال نیستند که ” چرا ائتلاف؟” بلکه سؤال این است که ” چگونه می‌توان یک ائتلاف را موفق کرد؟". در طی سال‌ها، مطالعات زیادی نشان‌دهنده‌ی این موضوع هستند که بین ۳۰ تا ۷۰ درصد ائتلاف‌ها شکست‌خورده‌اند و نتوانسته‌اند اهداف شرکت‌های پدر و مادر^[۲۲] را برآورده کنند. دلایل زیادی برای بیان علت شکست این ائتلاف‌ها می‌توان نام برد مانند وجود استراتژی های نامشخص، انتخاب شریک ضعیف، وجود اقتصاد نامتعادل در ائتلاف و نبود نیروی کار متخصص در انجام کارهای ائتلاف.
۲-۷ ائتلاف‌های استراتژیک حمل‌ونقل هوایی
طبیعت رقابت در صنعت حمل‌ونقل هوایی با تمامی صنایع دیگر متفاوت است. ایرلاین های بین‌المللی تلاش می‌کنند تا یک نقل و انتقال کارا از مسافرین و بار را در خطوط بین‌المللی هوایی تضمین کنند. یکی از ابزارهایی که می‌توان از آن برای رسیدن به این هدف استفاده کرد، ایجاد ائتلاف است.

۷۲ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value=0.050).
نمودار ۴-۳٫ بررسی میزان حیات سلولی برای گروه اول که تیمار بلافاصله LPS داشتند (۲۴، ۴۸ و ۷۲ ساعت بعد از تیمار)

۴-۴٫ ارتباط دوز LPS با اثر LPS بر فیبروبلاست در گروه دوم (بررسی اثر LPS با فیبروبلاست با فاصله یک روز)
با بهره گرفتن از آزمون آماری آنالیز واریانس یک طرفه (ANOVA) اثر میزان دوز LPS بر فیبروبلاست بررسی گردید.
گروه دوم. (۸ بار تکرار)
۲۴ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value=0.001).
۴۸ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value<0.001).
۷۲ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value<0.001).
نمودار ۴-۴٫ بررسی میزان حیات سلولی برای گروه دوم که تیمار LPS برای آنها با فاصله‌ی یک روز بعد از کشت سلولی بود (۲۴، ۴۸ و ۷۲ ساعت بعد از تیمار)
نمودار ۴-۵٫ بررسی میزان حیات سلولی برای گروه اول که تیمار بلافاصله LPS داشتند (۲۴، ۴۸ و ۷۲ ساعت بعد از تیمار)
نمودار ۴-۶٫ بررسی میزان حیات سلولی برای گروه دوم که تیمار LPS برای آنها با فاصله‌ی یک روز بعد از کشت سلولی بود (۲۴، ۴۸ و ۷۲ ساعت بعد از تیمار)
۴-۵٫ ارتباط دوز LPS با اثر LPS بر NO در فیبروبلاست در گروه اول (بررسی اثر LPS با فیبروبلاست بلافاصله)
با بهره گرفتن از آزمون آماری آنالیز واریانس یک طرفه^[۱۱۵] (ANOVA) اثر میزان دوز LPS بر NO در فیبروبلاست بررسی گردید.
گروه اول. (۴ بار تکرار)
۴۸ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value<0.001).
۷۲ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value<0.001).
نمودار ۴-۷٫ بررسی میزان اثر LPS بر فعالیت NO بلافاصله بعد از کشت سلولی (۷۲ و ۴۸ ساعت بعد از تیمار)
۴-۶٫ ارتباط دوز LPS با اثر LPS بر NO در فیبروبلاست در گروه دوم (بررسی اثر LPS با فیبروبلاست با فاصله یک روز)
با بهره گرفتن از آزمون آماری آنالیز واریانس یک طرفه (ANOVA) اثر میزان دوز LPS بر NO در فیبروبلاست بررسی گردید.
گروه دوم. (۴ بار تکرار)
۲۴ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value<0.001).
۴۸ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value<0.001).
نمودار ۴-۸٫ بررسی میزان اثر LPS بر فعالیت NO با فاصله یک روز بعد از کشت سلولی (۴۸ و ۲۴ ساعت بعد از تیمار)
۴-۷٫ ارتباط دوز LPS با اثر LPS بر H₂O₂در فیبروبلاست در گروه اول (بررسی اثر LPS با فیبروبلاست بلافاصله)
با بهره گرفتن از آزمون آماری آنالیز واریانس یک طرفه^[۱۱۶] (ANOVA) اثر میزان دوز LPS بر H₂O₂ در فیبروبلاست بررسی گردید.
گروه اول. (۴ بار تکرار)
۴۸ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value<0.001).
۷۲ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value=0.002).
نمودار ۴-۹٫ بررسی میزان اثر LPS بر فعالیت H₂O₂ بلافاصله بعد از کشت سلولی (۷۲ و ۴۸ ساعت بعد از تیمار)
۴-۸٫ ارتباط دوز LPS با اثر LPS بر H₂O₂ در فیبروبلاست در گروه دوم (بررسی اثر LPS با فیبروبلاست با فاصله یک روز)
با بهره گرفتن از آزمون آماری آنالیز واریانس یک طرفه (ANOVA) اثر میزان دوز LPS بر H₂O₂ در فیبروبلاست بررسی گردید.
گروه دوم. (۴ بار تکرار)
۲۴ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value<0.001).
۴۸ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value<0.001).
نمودار ۴-۱۰٫ بررسی میزان اثر LPS بر فعالیت H₂O₂ با فاصله یک روز بعد از کشت سلولی (۴۸ و ۲۴ ساعت بعد از تیمار)
۴-۹٫ ارتباط دوز LPS با اثر LPS بر COX-2 در فیبروبلاست در گروه اول (بررسی اثر LPS با فیبروبلاست بلافاصله)
تیمار سلول‌ها با غلظت‌های متفاوت LPS به مدت ۲۴، ۴۸ و ۷۲ ساعت نشان می‌دهد که میزان سیکلو اکسیژناز-۲ تحت‌تأثیر LPS افزایش می‌یابد و این افزایش وابسته به دوز و زمان است. (P˂۰٫۰۵ در مقایسه با کنترل). بطوری که بیشترین میزان سیکلو اکسیژناز در زمان ۷۲ ساعت پس از تیمار و غلظت ۱۰۰µg دیده می‌شود.
با بهره گرفتن از آزمون آماری آنالیز واریانس یک طرفه^[۱۱۷] (ANOVA) اثر میزان دوز LPS بر COX-2 در فیبروبلاست بررسی گردید.
گروه اول. (۴ بار تکرار)
۴۸ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value<0.001).
۷۲ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value=0.001).
نمودار ۴-۱۱٫ بررسی میزان اثر LPS بر فعالیت COX-2 بلافاصله بعد از کشت سلولی (۷۲ و ۴۸ ساعت بعد از تیمار)
۴-۱۰٫ ارتباط دوز LPS با اثر LPS بر COX-2در فیبروبلاست در گروه دوم (بررسی اثر LPS با فیبروبلاست با فاصله یک روز)
با بهره گرفتن از آزمون آماری آنالیز واریانس یک طرفه (ANOVA) اثر میزان دوز LPS بر COX-2 در فیبروبلاست بررسی گردید.
گروه دوم. (۴ بار تکرار)
۲۴ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value=0.032).
۴۸ ساعت: اثر بخشی LPS با مقدار دوز LPS ارتباط معنادار دارد (p-value<0.001).
نمودار ۴-۱۲٫ بررسی میزان اثر LPS بر فعالیت COX-2 با فاصله یک روز بعد از کشت سلولی (۴۸ و ۲۴ ساعت بعد از تیمار)
۴-۱۱٫ ارتباط اثر LPS بر NO در زخم موش­ها در روزهای مختلف (مطالعه مورد- شاهدی)
با بهره گرفتن از آزمون آماری tزوجی^[۱۱۸] اثربخشی LPS بر موش­ها بررسی گردید.

اعداد توان در بالا و سمت راست هر کدام از مجموع مربعات، سطوح احتمال خطا را نشان می‏دهد

۴-۱-۲ ارتفاع بوته

اثر تاریخ کاشت بر ارتفاع بوته
نتایج تجزیه واریانس نشان داد که تاریخ کاشت بر ارتفاع بوته دارای اثر معنی‏داری است ولی مقادیر مختلف کود فسفر و همچنین برهمکنش تاریخ کاشت و مقادیر کود فسفر نتوانستند ارتفاع بوته را تحت تأثیر قرار دهند (جدول ۴-۱). در آزمایشی که بر روی اسپرس با بهره گرفتن از سطوح مختلف کودهای ازته و فسفره انجام شد اظهار داشتند که تیمارهای ازت و فسفر بر روی کلیه صفات عملکرد وزن خشک ( کیلوگرم در هکتار) و عملکرد وزن تر(کیلوگرم در هکتار) بطور معنی داری در سطح ۱% موثر بوده ولی بر روی ارتفاع گیاه (سانتی متر) اثر معنی داری نداشت (ایران‏نژاد و همکاران، ۱۳۸۳). بر اساس مقایسه میانگین انجام شده بیشترین ارتفاع بوته در تاریخ کاشت ۲۵ مهر با میانگین ۰۲/۱۱۱ سانتی‏متر بدست آمد که از لحاظ آماری اختلاف معنی‏داری با تاریخ کاشت ۱۰مهر ( ۱۰۲ سانتی‏متر) و۱۰ آبان (۹/۱۰۰ سانتی‏متر) مشاهده نشد و کم‏ترین ارتفاع بوته در تاریخ کاشت ۱۰ آذر با میانگین ۸۶/۶۴ سانتی‏متر بوده است (شکل ۴-۳). کاهش ارتفاع گیاه در تاریخ کاشت دیر هنگام، عمدتاً می‏تواند ناشی از کوتاه شدن فواصل میان گره‏ها در اثر تغییر طول روز و کوتاه شدن دوره رشد رویشی باشد (هاشمی‏جزی، ۱۳۸۰). کاهش ارتفاع در اثر تاخیر در کاشت و وقوع تنش گرما توسط رادمهر و همکاران (۱۳۷۶) نیز تائید شده است. از طرفی کشت زود هنگام باعث استقرار مناسب آن شده و نهایتا این امر منجر به افزایش طول بوته می‏شود (هاشم‏آبادی و صداقت‏حور، ۱۳۸۵). به طور کلی ارتفاع گیاه یک صفت ژنتیکی می‏باشد اما می‏تواند تحت تأثیر مدیریت‏های خوب مزرعه‏ای و شرایط اقلیمی قرار ‏گیرد.
شکل ۴-۳ اثر تاریخ کاشت‏های مختلف بر ارتفاع بوته باقلا

۴-۱-۳ تعداد شاخه فرعی

ساقه اصلی باقلا دارای انشعابات جانبی فراوانی است که معمولا از پایین ساقه اصلی، نزدیک سطح خاک به وجود می‏آیند و ممکن است به ۷ عدد هم برسد (مجنون حسینی، ۱۹۹۷). جدول تجزیه واریانس داده‏ها نشان داد که کاربرد کود فسفر تاثیر معنی‏داری بر تعداد شاخه فرعی نداشت لیکن اثر تاریخ کاشت و اثر متقابل تیمارهای آزمایشی معنی‏دار بود (جدول ۴-۱). شارما و همکاران^[۵۱] (۱۹۸۸) نتیجه گرفتند که تاریخ کاشت، تراکم بوته و خصوصیات ژنتیکی گیاه می‏تواند تولید شاخه فرعی گیاه را تحت تأثیر قرار دهد. بنابراین تعداد شاخه‏های فرعی یک صفت ژنتیکی گیاه هست که کمتر تحت تاثیر تیمار کودی قرار گرفته است. نتایج برش‏دهی تیمارهای آزمایشی نشان داد (جدول ۴-۲) بیشترین و کمترین شاخه فرعی در تیمارهای آزمایشی به ترتیب به تاریخ کشت ۱۰ مهر با کاربرد ۱۵۰ کیلوگرم فسفر (با میانگین ۲/۷ شاخه)، و تاریخ کشت ۱۰ آذر با کاربرد ۵۰ کیلوگرم فسفر (با میانگین ۳۳/۲ شاخه) و بدون مصرف کود فسفر (با میانگین ۸/۲ شاخه) تعلق گرفت (جدول ۴-۳). به طور کلی تعداد شاخه فرعی بیشتر در تاریخ کشت ۱۰ مهر را می‏توان به کشت زود هنگام و بالا بودن درجه حرارت هوا نسبت داد از طرف دیگر تعداد شاخه فرعی کمتر در تاریخ کشت ۱۰ آذر را می‏توان به کشت دیر هنگام و نامناسب بودن شرایط محیطی از نظر درجه حرارت نسبت داد. لذا می‏توان نتیجه گرفت که دوره رویشی طولانی‏تر می‏تواند موجب افزایش تعداد انشعابات باقلا شود که این نتایج با گزارشات فاروک^[۵۲] ( ۱۹۸۹ ) و هاشم‏آبادی و صداقت‏حور (۱۳۸۵)، همخوانی دارند. در تاریخ کاشت ۲۵ مهر نسبت به ۱۰ مهر تعداد شاخه‏ها کاهش یافت در حالی‏که مصرف کود فسفر در این تاریخ کاشت موجب جلوگیری از کاهش معنی‏دار آن گردید. این موضوع نشان داد که کود فسفر، اثر تاریخ کاشت از ۱۰ مهر به ۲۵ مهر بر کاهش تعداد شاخه‏ها را خنثی کرده است.

جدول ۴-۲ برش‏دهی اثرمتقابل تیمارهای آزمایشی بر تعداد شاخه فرعی

مجموع مربعات

درجه آزادی

منابع تغییرات

^۰۵۰/۰ ۱۲/۲

۳

۱۰ مهر

^۰۰۰۴/۰ ۰۴/۶

۳

۲۵ مهر

^۴۵۳۱/۰ ۶۶۹/۰

۳

۱۰ آبان

^۸۸۹/۰ ۱۵۵/۰

۳

۲۵ آبان

^۲۳۹۳/۰ ۱۰/۱

۳

۱۰ آذر

اعداد توان در بالا و سمت راست هر کدام از مجموع مربعات، سطوح احتمال خطا را نشان می‏دهد.

ارتباط ساختار
H10 H5
پاسخ/سنجش تکنولوژی
H6
شکل(۱-۳): مدل مفهومی تحقیق(Fig)
منبع: لونیدا و همکاران (۲۰۱۳)
۴-۳- فرضیه های تحقیق
با توجه به مرور پیشینه نظری و تجربی تحقیق و در راستای اهداف تحقیق فرضیه‌های پژوهش به صورت زیر تدوین می‌شود.
فرضیه اصلی:
منابع و قابلیت های سازمانی بر عملکرد بازار یابی تاثیر دارد.
فرضیه های فرعی:
۱- منابع فیزیکی سازمان درعملکرد بازار یابی تاثیرمثبت ومعنی داری دارد.
۲- منابع آموزشی سازمان درعملکرد بازار یابی تاثیرمثبت ومعنی داری دارد.
۳- منابع تجربی سازمان درعملکرد بازار یابی تاثیرمثبت ومعنی داری دارد.
۴- چشم انداز مشترک درعملکرد بازار یابی تاثیرمثبت ومعنی داری دارد.
۵- ارتباط ساختار درعملکرد بازار یابی تاثیرمثبت ومعنی داری دارد.
۶- پاسخ و سنجش تکنولوژی درعملکرد بازار یابی تاثیرمثبت ومعنی داری دارد.
۷- موقعیت مکانی و نوع مالکیت نقش تعدیل کننده ای در بین منابع وقابیلت های سازمانی و عملکرد بازاریابی دارد.
۵-۳- جامعه آماری
کلیه افراد و اشیایی که دارای حداقل یک صفت مشترک باشند، تشکیل جامعه آماری را می دهند. اگر تعداد افراد جامعه آماری محدود باشد، به آن جامعه آماری محدود می گویند(صدقیانی وصالحی، ۹، ۱۳۸۰). جامعه ی آماری مورد مطالعه در این پژوهش برخی شعب بانکهای دولتی و خصوصی استان آذربایجان شرقی است که در حدود۵۰۰ شعبه می باشند. حجم نمونه تحقیق فوق با بهره گرفتن از فرمول نمونه گیری از جوامع محدود تعیین گردیده که بر اساس نمونه گیری خوشه ای انتخاب و مورد مطالعه قرار گرفته اند.
۶-۳-نمونه و روش نمونه گیری
گروه نمونه، مجموعه کوچکی از جامعه آماری است مشتمل بر برخی اعضا که از جامعه آماری انتخاب شده اند. در واقع گروه نمونه یک مجموعه فرعی از جامعه آماری است که با مطالعه آن محقق قادر است نتیجه را به کل جامعه آماری تعمیم دهد. نمونه گیری فرایند انتخاب کردن تعداد کافی از میان اعضای جامعه اماری است، بطوری که مطالعه گروه نمونه و فهمیدن خصوصیات یا ویژگی های آزومودنی های گروه نمونه قادر خواهیم بود این خصوصیات یا ویژگی ها را به اعضاء جامعه آماری تعمیم دهیم(سکاران، ۲۹۶، ۱۳۸۵).
نمونه آماری با بهره گرفتن از جدول مورگان تعداد ۲۱۷ شعبه مشخص گردیده است. همچنین روش نمونه گیری در این تحقیق به صورت نمونه گیری خوشه ای می باشد.
۷-۳-ابزار گردآوری اطلاعات
برای حل هر مشکلی و پاسخ دادن به مسائل موجود در هر پژوهشی، نیاز است تا داده‌ها و اطلاعاتی وجود داشته باشد تا بتوان با کمک آن‌ها و تحلیل آن‌ها فرضیه‌های مطرح شده در آن تحقیق را به عنوان پاسخی ممکن برای آن مسائل مطرح کرد و آن را آزمود. محققان مختلف از ابزارهای متفاوتی برای بدست آوردن آن داده‌ها از جمله مشاهده، مصاحبه، پرسشنامه و بررسی اسناد و مدارک (آرشیو – کتابخانه‌ای) استفاده می کنند. در هر پژوهشی، محقق با در نظر گرفتن ماهیت مساله و فرضیه‌های مطرح شده، یک یا چند ابزار را انتخاب می‌کند. بعد از طراحی ابزارهای مورد نظر باید روایی و اعتبار را مورد بررسی قرار دهد تا در صورت وجود شرایط لازم به جمع آوری داده‌ها بپردازد. در پژوهش حاضر از ابزار کتابخانه و بررسی اسناد و مدارک و پرسشنامه استفاده شده است.

مطالعات کتابخانه ای و بررسی اسناد و مدارک: با بررسی اسناد و مدارک از جمله کتاب‌های تخصصی، مقالات و پژوهش‌های داخلی و خارجی انجام گرفته در راستای موضوع تحقیق، در ادبیات و پیشینه تحقیق استفاده شده است.
پرسشنامه: پرسشنامه‌ای که در این تحقیق مورد استفاده قرار گرفته است، پرسشنامه تعدیل و تکمیل شده‌ای می باشد که مولفه‌های به کار رفته در این تحقیق را در نظر گرفته و پرسشنامه طراحی شده است. این پرسشنامه از ۳۵ گویه تشکیل شده است و برای اندازه‌گیری از مقیاس پنج نقطه‌ای لیکرت استفاده شده است. گویه‌های پرسشنامه به این ترتیب آورده شده است: گویه‌های ۱ تا ۳ منابع فیزیکی، ۴ تا ۶ منابع آموزشی، ۷ تا ۹ منابع تجربی، ۱۱ تا ۱۳ چشم انداز مشترک، ۱۴ تا ۱۷ قابلیت ارتباط ساختار ، ۱۸ تا۲۱ فناوری سنجش از پاسخ ،۲۲ تا۲۸ عملکرد بازار ، ۲۹ تا۳۱ موقعیت مکانی و نهایتا ۳۲ تا ۳۵ برای نوع مالکیت در نظر گرفته شده است. پرسشنامه مورد استفاده در قسمت ضمایم پایان‌نامه پیوست می‌باشد.
۸-۳-روایی و پایای پرسشنامه
اعتبار هر پژوهش در گرو معتبر بودن ابزار گردآوری داده برای آن پژوهش قرار دارد. با توجه به این‌که در پژوهش حاضر از پرسشنامه برای گردآوری داده‌ها استفاده می‌شود باید از اعتبار پرسشنامه‌ی پژوهش اطمینان حاصل شود. سنجش اعتبار پرسشنامه از دو بعد روایی و پایایی مورد توجه قرار می‌گیرد.
روایی اصطلاحی است که به هدفی که آزمون برای محقق ساختن آن طراحی شده است اشاره می‌کند. هیچ‌گونه روش آماری برای تعیین ضریب روایی وجود ندارد. روش‌هایی برای سنجش روایی ابزار اندازه‌گیری مانند روایی محتوایی، نمادی (ظاهری) موافق، سازه، همگرا، متمایزکننده، روایی مربوط به ملاک و روایی متضمن پیش‌بینی وجود دارد. در این پژوهش جهت سنجش روایی پرسشنامه از روش روایی محتوا استفاده شده است. این نوع روایی به سؤال‌های تشکیل دهنده‌ی ابزار اندازه‌گیری به‌کار گرفته شده بستگی دارد. اگر سؤال‌های مطرح شده معرف مفاهیم و ویژگی‌هایی باشد که محقق قصد اندازه‌گیری آن‌را دارد، در این صورت پرسشنامه دارای روایی محتوا می‌باشد. از این‌رو اعتبار محتوا به قضاوت داوران بستگی دارد (سرمد و دیگران، ۱۳۸۵) بنابراین برای تعیین روایی یک آزمون از قضاوت متخصصان در این باره که سؤال‌های آزمون تا چه حد معرف محتوا و هدف‌های تعیین شده است و اینکه آیا مقیاس مورد نظر همان چیزی را که باید بسنجد را می‌سنجد، استفاده می‌شود. لذا از نظرات اساتید گروه مدیریت دانشگاه تبریز و متخصصان موضوع پژوهش در بانک ها و همچنین تعدادی از تکمیل‌کنندگان پرسشنامه استفاده شد. با بهره گرفتن از نتایج سنجش روایی اصلاحات متعددی از نتایج حاصل در پرسشنامه اعمال شد که در نتیجه‌ی آن عدم درک طبیعت و ماهیت پرسشنامه کاهش یافت.
پایایی بعد دوم سنجش اعتبار آزمون می‌باشد. پایایی یک سنجه، ثبات و هماهنگی منطقی پاسخ‌ها در ابزار اندازه‌گیری را نشان می‌دهد. برخلاف روایی، روش‌های آماری مختلفی برای سنجش پایایی ابزار سنجش وجود دارد؛ از جمله می‌توان به روش بازآزمایی، روش موازی، روش تضیف، روش کودر-ریچاردسون و روش آلفای کرونباخ اشاره کرد (سرمد و دیگران، ۱۳۸۵) معمول‌ترین آزمون پایایی برای سؤال‌های چند گزینه‎‌ای از نوع پژوهش حاضر ضریب آلفای کرونباخ است که نوعی آزمون از سازگاری منطقی پاسخ‌های پاسخ‌دهندگان به همه سؤال‌ها در یک سنجه یا یک پرسشنامه می‌باشد.
برای اندازه گیری پایایی از شاخص ضریب آلفای کرونباخ استفاده می شود. ضریب آلفای صفر نشانگر عدم پایایی و ضریب یک، معرف پایایی کامل است(همان منبع، ۳۸ ). در اینجا نیز برای سنجش پایایی پرسشنامه از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شده است. این ضریب طبق فرمول زیر قابل محاسبه است.
فرمول شماره(۳-۱)
k= تعداد سوالهای پرسشنامه
=   واریانس پاسخهای همه آزمودنی ها به سوال k ام
=   واریانس جمع نمره های هر پاسخگو
برای محاسبه این ضریب پرسشنامه بین ۳۰ نفر از افراد جامعه آماری توزیع و سپس با بهره گرفتن از نرم افزار SPSS آلفای کرونباخ سنجیده است.
با توجه به اینکه ضرایب آلفای کرونباخ بزرگتر از مقدار استاندارد ۶/۰ است نتیجه می‌گیریم پرسشنامه از پایایی درونی خوبی برخوردار است.
جدول (۱-۳): نتایج آلفای کرونباخ