مقاله علمی با منبع : 
مقایسه بهره وری علمی پژوهشگران ایرانی در رشته های مختلف بر اساس  …
٧

۲

۸

۲

٩

۱

۱۰

۱

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[۳۸]. 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[۳۹]، ٢٠٠٨؛ سگلن[۴۰]، ١٩٩٧) .
نمودار ۲-۱- مدل لوتکا برای فراوانی نویسندگان و مقالات برای جدول ۲-۱[۴۱]
در واقع، پس از انتشار مقاله اصلی لوتکا در سال ۱۹۲۶ 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»[۴۲] 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 ۱۹۷۳ هیچ‌گونه تلاشی برای آزمون قابلیت به کارگیری قانون لوتکا در سایر رشته‌ها انجام نگرفت. قابل ذکر است که از اوایل دهه۱۹۷۰ تا ۱۹۷۹ حدود ۳۰ 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[۴۳]، ۱۹۸۱) .
در بهکارگیری 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، ۱۹۸۱ به نقل از دیانی، ۱۳۷۶؛ عصاره و مصطفوی، ۱۳۹۰) . دلیل آن می‌تواند حجم زیاد مجموعه مورد مطالعه و مختلفی رفتار انتشاراتی در حوزه‌های موضوعی مختلف باشد.
۲-۱-۴-۲- مدل پائو
میراندا لی پائو[۴۴] در سال ۱۹۸۵ مقالهای را با عنوان “آزمون تجربی قانون لوتکا[۴۵]” 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 ۴۸ گروه از نویسندگان در ۲۰ 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 دادهها، X= لگاریتمx (تعداد مقالات) وY= لگاریتمy (تعداد نویسندگان)
با استفاده 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، ۲۰ مقدار اول سری باید محاسبه شود (سوبرینو، کالدس، گوررو، ۲۰۰۹) .
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 دادهها، محاسبه توان n، محاسبه مقدار ثابت c، و آزمون کولموگروف- اسمیرنوف[۴۶] است. کوال[۴۷] (۱۹۷۷) 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 دادههای گروهبندی شده است در صورتی که این آزمون مستلزم چنین دادههایی نیست (عصاره و مصطفوی، ۱۳۹۰) .
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 استفاده 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).
۲-۱-۴-۳- مدل شاکلی
ویلیام شاکلی[۴۸] (۱۹۵۷) 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 استفاده از دو چکیده نامه‌ی علوم[۴۹] در سال‌های ١٩۵٠-۱۹۵٣ 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 ٢-۲) 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[۵۰]» 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 ۲-۲) .
نمودار ۲-۲- توزیع تجمعی لگاریتمی شمار تولیدات بر حسب شمار پژوهشگران (شاکلی، ۱۹۵۷، ص. ۲۸۱)
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. ۲۸۶) . 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

برای دانلود متن کامل پایان نامه به سایت zusa.ir مراجعه نمایید.

برچسب ها : ،