که y بردار فنوتیپ‌ها،  ماتریس ضرایب برای بردار ضرایب رگرسیونی و  بردار ضرایب رگرسیونی و  بردار اثرات باقیمانده می‌باشد.

برآوردهای حداقل مربعات ضرایب  بدین‌صورت می‌باشد:

که  مجموع مربعات باقیمانده می‌باشد.
میانگین حداقل مربعات یک برآورد گر بدین‌صورت بیان می‌شود:  که در این حالت  مقدار واقعی پارامتر و  مقدار برآورد شده می‌باشد MSE را می‌توان به دو مؤلفه تجزیه کرد:

که  و  به‌ترتیب مربع اریبی و واریانس برآوردگرها می‌باشند.
مقادیر مورد انتظار برآوردهای حداقل مربعات ضرایب رگرسیون برابر است با:

در صورتی که  و  باشد در نتیجه برآوردهای حداقل مربعات، برآوردهای نااریبی از ضرایب رگرسیونی را می‌دهد.
بخش دوم فرمول MSE، که واریانس برآوردگرها می‌باشد بیانگر تفاوت و تنوع برآوردگرها در نمونه‌گیری‌های متعدد می‌باشد. ماتریس واریانس-کواریانس برآوردهای حداقل مربعات ضرایب رگرسیون به این صورت می‌باشد:

که  واریانس باقیمانده مدل می‌باشد. بنابراین MSE مربوط به j اُمین ضریب تابعیت برابر است با  . که  در ماتریس مذکور j اُمین عنصر قطری معکوس ماتریس ضرایب می‌باشد. این ماتریس به‌عنوان ماتریس C و به این صورت تعریف می‌شود:.
واریانس برآوردهای حداقل مربعات تحت تاثیر ۴ عامل قرار می‌گیرد: ۱) اندازه نمونه (n). 2) تعداد پیش‌بینی کننده‌ها (برآوردگرها). ۳) درجه وابستگی بین پیش‌بینی کننده‌ها ۴) واریانس باقیمانده.
زمانی که تعداد برآوردگرها از تعداد مشاهدات (متغیر وابسته) بیشتر باشد برآوردهای حداقل مربعات بی‌نظیر (unique) نخواهند بود. این حالت در رابطه با ارزیابی‌های مبتنی بر ژنوم به‌خوبی صدق می‌کند به‌طوری‌که تعداد پارامترهای برآورد شده (نشانگرهای متراکم در یک تراشه، p) در مقایسه با تعداد مشاهدات (n) خیلی بیشتر است. برای مثال در یک تراشه ۶۰K SNP و تعداد ۲۰۰۰ رکورد فنوتیپی در جمعیت مرجع، تعداد اثرات نشانگری که باید برآورد شوند ۳۰ برابر تعداد مشاهدات خواهد بود. ازاین‌رو، در حل معادلات چند مجهولی به‌علت زیاد بودن تعداد مجهولات و کمتر بودن تعداد معادلات، مشکل معکوس کردن ماتریس‌های ضرایب در روش‌های آماری مانند روش حداقل مربعات معمولی پیش می‌آید. به‌طوری‌که معکوس مستقیم این ماتریس‌ها امکان پذیر نیست. لذا به‌منظور فایق آمدن بر این مشکل دو راهکار پیشنهاد شده است:
۲-۹-۱- انتخاب متغیر: مشکل انتخاب k برآورگر از p برآوردگر (که k<p) را می‌توان به‌عنوان مشکل مقایسات مدل‌ها تلقی کرد. به‌طوری‌که در حالت ایده‌آل، ما قصد داریم تمام مدل‌های ممکن را برازش نموده و مطابق با معیارهای انتخاب مدل (معنی داری، ضریب تبیین، آزمون نسبت درستنمایی، AIC و غیره) بهترین مدل را انتخاب کنیم. اما زمانی که p بالا می‌رود برازش تمام مدل‌ها امکان‌پذیر نیست. به‌جای آن می‌توان از الگوریتم‌های جستجو استفاده کرد. یک الگوریتم جستجوی خیلی ساده، برازش تک تک برآورگرها در یک مدل و به‌طور جداگانه است (تابعیت تک نشانگری). هرکدام از این مدل‌ها مقدار خاصی از ارتباط بین نشانگر و فنوتیپ‌ها را ارائه می‌دهد (مانند p-value). بنابراین، می­توان مدل نهایی را بر اساس k اُمین برآوردگر اول مطابق با مقدار ارتباط تشکیل داد. این روش امروزه در مطالعات ارتباطی کل ژنوم (GWAS) به‌طور متداول استفاده می‌شود.
۲-۹-۲- افت برآورد: زمانی که تعداد مشاهدات (n) خیلی کم و تعداد برآوردگرها (p) خیلی زیاد باشد برآوردهای حداقل مربعات واریانس بالایی دارند و درنتیجه MSE نیز بالا می‌رود. در این حالت صحت پیش‌بینی مدل کاهش می‌یابد. به‌منظور مقابله با این مشکل، برآوردهای جریمه‌ای ضرایب رگرسیون طراحی شده است. ایده اصلی، کاهش MSE به‌وسیله کاهش واریانس برآوردگرها می‌باشد هرچند که برآوردهای اریبی حاصل شود. یک روش رایج استفاده از برآوردهای جریمه شده، رگرسیون ریج می‌باشد. این برآوردها در یک مدل بهینه حاصل می‌شود که در این صورت، بین نیکویی برازش مدل و پیچیدگی مدل یک تعادل برقرار می‌شود. فرم کلی مدل بهینه به این صورت می‌باشد:

که در این مدل  تابع ضرر می‌باشد که عدم برازش مدل بر داده‌ها را اندازه‌گیری می‌کند،  میزان پیچیدگی مدل می‌باشد و  پارامتر تنظیم کننده می‌باشدکه کنترل کننده تعادل بین برازش و پیچیدگی مدل می‌باشد.
اگر  برابر با مجموع مربعات خطا باشد.

و  نیز برابر مجموع مربعات ضرایب رگرسیونی باشد. به‌طورمعمول، برخی از ضرایب رگرسیونی جریمه نمی‌شوند و بنابراین:
که S مجموعه ای از ضرایب را بیان می‌کند که باید جریمه شوند.

در حالتی که  به سمت صفر میل کند برآوردهای مدل فوق همان برآوردهای حداقل مربعات خواهند بود. مدل فوق را می‌توان در فرم ماتریسی به این صورت نوشت:

که  برابر است با مجموع مربعات خطا و  برابر است با مجموع مربعات ضرایب رگرسیونی. در اینجا برابر است با:  . که ماتریسی قطری است که عناصر آن برای ضرایبی که باید جریمه شوند برابر ۱ بوده و سایر عناصر قطری آن برابر با صفر است.
درصورتی‌که هرکدام از این مؤلفه‌ها (لامبدا یا D) برابر صفر باشند برآوردهای حاصل از مدل فوق برابر برآوردهای حداقل مربعات خواهند بود. اضافه کردن ضریب به قطر ماتریس ضرایب باعث افت برآوردها به سوی صفر خواهد بود. این حالت موجب برانگیزش اریبی خواهد شد اما واریانس برآوردها را کاهش می‌دهد. بنابراین در حالتی که P بزرگ و n کوچک باشد، جریمه کردن موجب کاهش MSE (نسبت به برآوردهای حداقل مربعات) و درنتیجه پیش‌بینی‌های بهتر خواهد شد.
۲-۱۰- روش‌های بیزی در انتخاب ژنومی
در مدل‌های پارامتری انتخاب ژنومی، فنوتیپ‌ها به‌عنوان متغیر وابسته تابعی از نشانگرها به‌عنوان متغیرهای مستقل  هستند. مدل خطی می‌تواند به این صورت باشد.  که  عرض از مبدأ مدل،  ژنوتیپ‌های نشانگر (که معمولاً به‌صورت ۰، ۱ و ۲ کد گذاری می‌شوند)،  نیز اثرات نشانگری بوده و  باقیمانده مدل می‌باشد. اصول استاندارد برای متغیرهای کمی، در نظر گرفتن فرض نرمال و مستقل بودن باقیمانده مدل می‌باشد که تابع درستنمایی آن به این صورت می‌باشد.

که  تراکم چگالی نرمال برای متغیر تصادفی  با مرکزیت  و واریانس  می‌باشد.
در پانل‌های متراکم، تعداد نشانگرها (p) به‌طور فزاینده ای از تعداد مشاهدات (n) بالاتر می‌رود و به همین دلیل روش‌های افت برآورد (جریمه‌ای) به‌طور رایج استفاده می‌شود. در روش محاسباتی بیزی، افت برآوردهای اثرات به‌وسیله انتخاب توزیع پیشین اختصاص داده شده به اثرات نشانگری کنترل می‌شود. توزیع چگالی احتمال پیشین پارامترها (در اینجا اثرات نشانگری) به‌صورت زیر است:
در این رابطه، توزیع پیشین یکنواخت به  اختصاص داده می‌شود.  توزیع کای اسکوار معکوس مقیاس‌دار برای واریانس باقیمانده با درجه آزادی df و پارامتر مقیاس S می‌باشد.  توزیع پیشین j اُمین نشانگر می‌باشد که  برداری از پارامترهاست که نوع توزیع پیشین در نظر گرفته شده را برای تأثیرات نشانگری مشخص می‌کند.  توزیع پیشین اختصاص داده شده به  می‌باشد. همچنین  پارامتری است که این نوع توزیع را مشخص می‌کند.

۲-۱۱- استنباط ژنوتیپی
استفاده از روش‌های پیش‌بینی مبتنی بر کل ژنوم مستلزم داشتن ژنوتیپ‌های متراکم از حیوانات کاندیدا و نیز حیوانات جمعیت مرجع می­باشد که تعداد افراد جمعیت مرجع، ترجیحاً بیشتر از هزار راس باشد. به‌منظور استفاده از اطلاعات ژنومی در تصمیم اصلاحگر برای انتخاب و یا حذف حیوانات کاندیدا، هرساله چندین هزار حیوان باید تعیین ژنوتیپ شوند که درنتیجه، هزینه تعیین ژنوتیپ بالایی به برنامه‌های اصلاح نژادی تحمیل می‌شود. به نظر می‌رسد محدودیت کلیدی انتخاب ژنومی هزینه تعیین ژنوتیپ باشد (هِیز و همکاران، ۲۰۱۲). این هزینه‌ها را می‌توان به‌طور چشمگیری با بهره گرفتن از ترکیب کردن پانل‌های متراکم و کم تراکم چند شکلی تک نوکلئوتیدی کاهش داد. به‌طوری‌که بتوان ژنوتیپ حیواناتی که با بهره گرفتن از پانل‌های کم تراکم تعیین ژنوتیپ شده‌اند را با بهره گرفتن از استنباط ژنوتیپی به پانل‌های متراکم رساند (گُدارد، ۲۰۰۸؛ هابیَر و همکاران، ۲۰۰۹). استنباط ژنوتیپی به‌منظور ترکیب پنل­های مختلف نشانگری و نیز بازیابی ژنوتیپ‌های ازدست‌رفته بسیار مفید خواهد بود. همچنین این امکان را فراهم می‌سازد که بتوان بر اساس یک نمونه معرف حیوانات ژنوتیپ شده در تراکم بالا، ژنوتیپ افراد را از یک آرایه کم تراکم به یک آرایه متراکم رساند (پاوچ و همکاران، ۲۰۱۳). به این صورت تعداد بسیار زیادی حیوان را می‌توان با هزینه نسبتاً پایین تعیین ژنوتیپ کرد که اجازه می‌دهد شدت انتخاب را از طریق افزایش تعداد افراد مورد ارزیابی بالا برد (هوانگ و همکاران، ۲۰۱۲). در برخی از گونه‌های دامی استنباط پانل‌های کم تراکم و رسیدن به پانل ۵۰K مطالعه شده است.
۲-۱۱-۱- استنباط مبتنی بر شجره
ساختار جمعیت در بسیاری از گونه­ های اهلی عمدتاً به‌صورت خانواده‌های بزرگ تنی و ناتنی است که معمولاً حیواناتی (مخصوصاً نرها) وجود دارد که دارای تعداد بسیار زیاد نتاج می­باشند. این شرایط این امکان را فراهم می­سازد که بتوان ژنوتیپ حیوانات تعیین ژنوتیپ نشده را از روی اطلاعات ژنومی سایر افراد خانواده آن حیوان، استنباط کرد که این روش، استنباط بر اساس شجره نامیده می­ شود.
۲-۱۱-۲- استنباط مبتنی بر ساختار جمعیت
در بسیاری از حیوانات اهلی مانند مرغ، گاو، گوسفند و اسب سطح بالایی از عدم تعادل لینکاژی گزارش شده است. وجود LD بالا بین نشانگرها می ­تواند به‌منظور استنباط ژنوتیپ یک جایگاه تعیین ژنوتیپ نشده بر اساس ژنوتیپ مارکرهای مجاور استفاده شود که این روش، استنباط بر اساس جمعیت خوانده می­ شود. در این حالت نیز امکان استنباط ژنوتیپ با بهره گرفتن از ژنوتیپ‌های به‌دست‌آمده از یک پانل کوچک‌تر در جایگاه‌های تعیین ژنوتیپ نشده در یک پانل بزرگ‌تر نشانگری وجود خواهد داشت. این روش‌ها در ژنتیک انسانی رایج هستند و استفاده از آن‌ها در ژنتیک جانوری به تازگی شروع شده است (سیلوا و همکاران، ۲۰۱۴).
عملکرد روش‌های استنباط کردن عموماً به این صورت که تعدادی از افراد که با پانل‌های خیلی متراکم تعیین ژنوتیپ شده‌اند به‌عنوان جمعیت تایید در نظر گرفته می‌شوند. سپس در این افراد ژنوتیپ‌هایی از پانل متراکم که در پانل با تراکم کمتر وجود ندارد به‌عنوان ژنوتیپ ناشناخته (جایگاه تعیین ژنوتیپ نشده) فرض می‌شوند و اطلاعات ژنوتیپی آن‌ها را حذف می‌کنند. سایر افراد که همه اطلاعات آن‌ها وجود دارد به‌عنوان جمعیت مرجع (در استنباط ژنوتیپی) در نظر گرفته می‌شوند. در مرحله استنباط کردن، ژنوتیپ‌های حذف شده در افراد جمعیت تایید به‌عنوان محتمل‌ترین ژنوتیپ، استنباط می‌شوند. درستی استنباط عموماً برای هر SNP تعیین ژنوتیپ شده به‌وسیله مقایسه ژنوتیپ واقعی و استنباط شده در کل افراد محاسبه می‌شود. در مقالات منتشر شده روش‌های مختلفی برای محاسبه صحت استنباط گزارش شده است که یکی از آن‌ها اصطلاحاً نرخ اشتباه استنباط ژنوتیپی یا آللی نامیده شده است (ژانگ و دروِت، ۲۰۱۰). برخی دیگر همبستگی بین ژنوتیپ استنباط شده و واقعی را که اغلب صحت استنباط کردن نامگذاری کرده ­اند را مناسب دانسته ­اند (کالوس و همکاران، ۲۰۱۱). در رابطه با مزیت­ها و فواید هرکدام از روش‌های اندازه ­گیری و ارزیابی درستی استنباط ژنوتیپی، اطالاعات اندکی در دسترس است. در خصوص مقایسه این معیارها، پیشنهاد شده است که همبستگی بین ژنوتیپ‌های واقعی و استنباط شده مستقل از فراوانی آللی در جایگاه‌های استنباط شده می‌باشد. بنابراین می ­تواند یک معیار مناسب­تر از نرخ اشتباه استنباط آللی باشد (برُونینگ و برُونینگ، ۲۰۰۹؛ هیک‌کی و همکاران، ۲۰۱۲). صحت پیش‌بینی به‌عنوان ضریب همبستگی پیرسون بین ژنوتیپ­های استنباط شده و واقعی تعریف می­ شود. کالوس و همکاران (۲۰۱۴) گزارش کردند که استفاده از این معیار ارجحیت دارد؛ زیرا این تعریف با تعریف صحت ارزش‌های اصلاحی که به‌طورمعمول در اصلاح دام استفاده می­ شود مطابقت دارد. نتایج مطالعات مختلف استنباط ژنومی در گاو شیری، که با بهره گرفتن از پانل ۳K، پانل ۵۰K استنباط می­ شود نشان داده است که همبستگی ارزش‌های اصلاحی ژنومی با بهره گرفتن از ژنوتیپ­های واقعی و استنباط شده در دامنه بین ۸۵% تا ۱۰۰% قرار دارد. بنابراین استنباط ژنوتیپی می ­تواند ابزاری ارزشمند و سودمند برای کاهش هزینه­ های تعیین ژنوتیپ باشد به‌طوری‌که با هزینه یک پانل کم تراکم و استنباط سایر ژنوتیپ­هایی که در این پانل نیستند می­توان به ارزش‌های اصلاحی ژنومی با صحت مشابه پانل‌های بسیار متراکم رسید.
به‌طورکلی، در خصوص معیارهای استنباط ژنوتیپی می­توان گفت که صحت استنباط ژنوتیپی که به‌وسیله همبستگی بین ژنوتیپ­های واقعی و استنباط شده محاسبه می­ شود بر سایر معیارهای اندازه ­گیری صحت استنباط ژنوتیپی ارجحیت دارد. زیرا معیار نرخ اشتباه استنباط آللی، شدیداً تحت تاثیر فراوانی آللی می­باشد. اما معیار صحت استنباط به خطاها در جایگاه­هایی که دارای MAF پایین­تری هستند حساس­تر است.
۲-۱۲- اصلاح نژاد ژنومی در گوسفند
در صنعت گاو شیری استفاده از تلقیح مصنوعی رایج است و به آسانی پیشرفت ژنتیکی در گله­ها از طریق انتخاب اسپرم­های ممتاز ایجاد می­ شود اما در پرورش گوسفند شرایط متفاوت است. برای موفقیت ارزیابی ژنومی، شرایط اختصاصی حاکم بر صنعت گوسفندداری نیز باید مد نظر قرار گیرد. به‌طور کلی استفاده از هر نوع تکنولوژی باید از نظر اقتصادی مقرون به صرفه باشد یعنی هزینه­ های انجام شده به وسیله مزایای حاصل از بهبود ژنتیکی سالیانه پوشش داده شود. در گوسفند، معمولاً تجارت در مقیاس پایین­تر (نسبت به گاو شیری) انجام می­ شود و تنها بخش اندکی از سود حاصل از بهبود ژنتیکی به اصلاحگر برمی­گردد. همین امر سرمایه ­گذاری را در این زمینه با مشکل مواجه کرده است. بنابراین اصلاحگران به دنبال روش­های کم هزینه برای بهبود ژنتیکی هستند. از طرف دیگر تنوع ژنتیکی داخل و بین نژادی در گوسفند بالاست در نتیجه تعداد افراد بسیار زیادی باید به‌عنوان جمعیت مرجع در نظر گرفته شود. وَن‌دِروِرف و همکاران (۲۰۱۴) گزارش کرد که افزایش پیشرفت ژنتیکی در گوسفند با به‌کارگیری انتخاب ژنومی بین ۵ تا ۱۵% بوده است که البته صحت ارزیابی­های ژنومی، و به‌ خصوص از طریق افزایش تعداد افراد جمعیت مرجع قابل افزایش است.
در رابطه با تشکیل جمعیت مرجع در گوسفند ۲ سوال مطرح است. این که چه تعداد حیوان باید در نظر گرفت (اندازه جمعیت) و دیگر اینکه جمعیت مرجع شامل چه حیواناتی باید باشد؟ سوال اول اهمیت ویژه­ای دارد زیرا اندازه جمعیت ارتباط مستقیمی با هزینه و نیز صحت پیش‌بینی­ها دارد. سوال دوم نیز بیان می­ کند که کدام نژادها و چه تعداد از هر نژاد باید در جمعیت مرجع باشند. در رابطه با سوال دوم، دِتوایلِر و همکاران (۲۰۱۲) گزارش کرد که در گوسفند جمعیت مرجع باید برای هر نژاد به‌طور جداگانه تشکیل شود و جمعیت مرجع متشکل از چند نژاد نمی‌تواند منجر به موفقیت در انتخاب ژنومی‌شود. همچنین حایز اهمیت است که در داخل هر نژاد نیز افراد کاندیدا با جمعیت مرجع دارای روابط خویشاوندی باشند. در این رابطه کلارک و همکاران (۲۰۱۲) ارتباط میزان خویشاندی کاندیداها را با افراد جمعیت مرجع (در سه حالت خویشاوندی بالا، متوسط و غیرخویشاوند) بررسی و نشان دادند که با کاهش میزان رابطه خویشاوندی بین دو جمعیت برآوردهای ژنومی و BLUP هر دو کاهش می­یابد اما در تمام حالات میزان صحت ارزش­های اصلاحی ژنومی بالاتر از برآوردهای BLUP بود. به‌ویژه زمانی که دو جمعیت غیر خویشاوند بودند صحت برآوردها در BLUP بسیار پائین (۰۴/۰) ولی در روش ژنومی نسبتاً قابل قبول (۳۴/۰) بود.
به‌کارگیری انتخاب ژنومی در برنامه ­های اصلاح نژادی گوسفند نیازمند یک جمعیت مرجع (با اندازه جمعیت مناسب) که افراد دارای فنوتیپ و ژنوتیپ هستند و نیز پرورش‌دهندگانی که مایل به سرمایه ­گذاری برای تعیین ژنوتیپ حیوانات کاندیدای خود هستند می­باشد. برای تشکیل جمعیت مرجع اولیه سرمایه زیادی لازم است که پرورش‌دهندگان تمایلی به انجام آن ندارند. بنابراین، مساعدت­های دولتی (حاصل از درآمدها و مالیات‌ها و …) و نیز گرنت­های تحقیقاتی ضروری به نظر می­رسد (وَن‌دِروِرف و همکاران، ۲۰۱۴).
۲-۱۳- مروری بر نتایج برخی مطالعات انجام شده
زرگریان و همکاران (۱۳۸۹) در یک مطالعه شبیه‌سازی نشان دادند که برای صفات با وراثت‌پذیری پایین افزایش تراکم نشانگری تا حد خاصی (تراکم نشانگری با فاصله ۱/۰ سانتی مورگان) باعث افزایش صحت برآورد ارزش‌های اصلاحی می­ شود و افزایش نشانگری بیش از آن سبب کاهش صحت برآوردها می­ شود. همچنین با کاهش افراد در جمعیت مرجع (که ممکن است به دلیل کاهش تعداد معلومات در حل معادلات باشد) و نیز با فاصله گرفتن نسل افراد کاندیدا با افراد نسل مرجع (احتمالاً به دلیل اثرات منفی نوترکیبی) صحت برآوردها کاهش می­یابد. صحت برآوردها برای صفات با وراثت‌پذیری بالا در تراکم نشانگری یکسان بیشتر از صفات با وراثت‌پذیری پایین بود.
فروتنی­فر و همکاران (۱۳۹۱) صحت برآورد ارزش‌های اصلاحی ژنومی و رایج را مقایسه و گزارش کردند که صحت ارزش‌های اصلاحی ژنومی به‌طور قابل ملاحظه­ای از روش رایج بالاتر است. صحت ارزش‌های اصلاحی ژنومی با افزایش تراکم نشانگری از ۱ به ۱/۰ سانتی مورگان، افزایش قابل ملاحظه­ای داشته و این افزایش برای صفات با وراثت­پذیری پایین بیشتر بود. در هر دو روش صفات با وراثت­پذیری پایین دارای صحت پایین­تری بودند. این محققین همچنین عنوان کردند که دلیل کاهش صحت ارزش‌های اصلاحی ژنومی در صفات با توارث پذیری پایین، افزایش واریانس نمونه گیری برآورد اثرات نشانگری است که می­توان با افزایش تعداد نمونه در جمعیت مرجع در برآورد اثرات مارکرها، این نقصان و کاستی را جبران کرد. این محققین کاهش اندک صحت برآوردها نسبت به مطالعات مشابهی که با بهره گرفتن از شبیه­سازی انجام شده است را تفاوت در روش رسیدن به LD بیان کردند. به‌طوری‌که در صورت استفاده از روش تعادل جهش- دریفت به‌جای دریفت به تنهایی (در این مطالعه استفاده شده است) برای رسیدن به LD، در LD بالاتری به تعادل خواهیم رسید.
با توجه به اینکه عامل ایجاد پیوستگی رانش، و عامل از بین برنده آن نوترکیبی است که در جمعیت مرجع اندازه‌گیری اثرات نشانگرها بر اساس تعادل حاصل از نوترکیبی و رانش صورت می­گیرد؛ قابل‌انتظار است که در نسل­های بعد وقتی اثرات نشانگرها مجدد برآورد نمی­ شود میزان صحت برآورد ارزش‌های اصلاحی کاسته شود. زیرا اندازه جمعیت در نسل­های بعد (جمعیت تایید یا حیوانات کاندیدا) نسبت به جمعیت مرجع بزرگ‌تر است لذا LD ایجاد نمی­ شود و نوترکیبی باعث شکستن و کاهش LD بین مارکر و QTL می­ شود و درنتیجه کاهش صحت ارزش‌های اصلاحی را به دنبال خواهد داشت. بنابراین میزان LD می ­تواند یکی از عوامل تعیین‌کننده زمان دوباره برآورد کردن اثرات نشانگرها باشد.
شیرعلی و همکاران (۱۳۹۱) اثر تعداد ژن­های عمده اثر (۵، ۱۰ و ۲۰) و توزیع­های مختلف واریانس ژن عمده (نرمال، یکنواخت و گاما) را بر صحت برآورد ارزش­های اصلاحی ژنومی برآورد شده با بهره گرفتن از دو روش بیز C و GBLUP مطالعه کردند. نتایج نشان داد که هر دو روش صحت بالایی داشته، تنها در صفات با ۵ ژن عمده روش بیز C دارای مزیت و برتری معنی­دار بوده ولی برای سایر صفات دو روش ارزیابی، عملکرد مشابهی داشتند. همچنین گزارش کردند که روش GBLUP در تمام صفات شبیه‌سازی شده برآورد صحیحی ارائه نموده و تعداد ژن و توزیع واریانس ژن­های عمده اثر، اثری بر صحت برآوردهای این روش نداشته است. اما روش بیز C با کاهش تعداد ژن عمده اثر و نیز توزیع واریانس گاما دارای عملکرد بهتری است. این محققین دلیل تفاوت در نتایج دو روش را به فرضیات هر روش در مورد مدل ژنتیکی صفت نسبت دادند.

۰٫۳۲۹

۵٫۸۷۸

۰٫۰۰۰

پیچیدگی

۰٫۴۸۳

۰٫۱۰۳

۰٫۴۰۶

۴٫۶۸۲

۰٫۰۰۰

جدول ۴-۱۲ نشان می‌دهد که مقدار معنی داری تک تک ضرایب مدل رگرسیونی بدست آمده کمتر از سطح خطای۵ درصد است. از طرفی علامت ضریب پیچیدگی در جدول ۴-۱۲ مثبت است که نشان می‌دهد که تاثیر پیچیدگی روی رضایت شغلی کارکنان مثبت است. بنابراین مدل رگرسیونی برازش پیچیدگی (  ) روی رضایت شغلی کارکنان (  ) عبارت است از:

نمودار ۴-۵ - وضعیت قرارگیری و پراکنش داده ­های متغیر پیچیدگی را نسبت به متغیر وابسته (رضایت شغلی) نشان می‌دهد.
پیچیدگی
نمودار ۴-۵- وضعیت قرارگیری و پراکنش داده‌های متغیر پیچیدگی نسبت به متغیر وابسته (رضایت شغلی)
۴-۲-۳-۱-۲- فرضیه فرعی دوم
رسمیت بر رضایت شغلی کارکنان دانشگاه آزاد اسلامی واحد ‌ایلام تاثیر معنا‌داری دارد.
برای تحلیل فرضیه دوم ابتدا از ضریب همبستگی پیرسن برای بررسی وجود همبستگی و رابطه متغیرها استفاده می‌شود که نتیجه بررسی در جدول ۴-۱۳ ارائه شده است.
جدول ۴-۱۳- نتایج تحلیل همبستگی بین مؤلفه رسمیت با رضایت شغلی

متغیر وابسته
متغیر مستقل

رضایت شغلی

رسمیت

شدت

۰٫۵۹۶

معنی داری

۰٫۰۰۰

تعداد

۱۱۳

جدول ۴-۱۳ نشان می‌دهد که بین رسمیت و رضایت شغلی کارکنان دانشگاه آزاد اسلامی واحد‌ایلام همبستگی معنی داری وجود دارد. چرا که سطح معنی داری بدست آمده (sig=.000) کمتر از آلفای تحقیق (۰۲۵٫=α) با توجه به دودامنه بودن آزمون می‌باشد، پس نتیجه کلی‌این است که در سطح ۹۵ درصد یک رابطه معنی­داری و مستقیم و مثبت بین رسمیت و رضایت شغلی وجود دارد. نوع همبستگی بین دو متغیر مذکور خطی بوده یعنی هر دو توامان افزایش یا کاهش می‌یابند. به‌این مفهوم که تغییرات در رسمیت باعث‌ایجاد نوسان در متغیر وابسته (رضایت شغلی) خواهد بود یعنی هر چه میزان رسمیت بیشتر باشد به همان اندازه میزان رضایت شغلی به طرف مثبت سیر می‌کند.
در حوزه بررسی فرضیه فرعی دوم پژوهش ابتدا شاخص‌های مربوط به مؤلفه رسمیت که شامل ۵ سؤال بودند ترکیب شده و در برابر شاخص­ متغیر وابسته (رضایت شغلی) مورد تحلیل رگرسیون خطی ساده قرار گرفت. شایان ذکر است که شاخص متغیر وابسته (۱۸ شاخص) با یکدیگر ترکیب شده در یک مؤلفه جدید به نام رضایت شغلی قرار گرفتند. نتایج حاصله به شرح جدول ۴-۱۴ می‌باشد.

بند اوّل: مفهوم و معیار تمیز شروع به جرم تخریب
در قانون مجازات اسلامی ایران و قوانین کشورهای دیگر «شروع به جرم» جرم مستقلی است و دارای ارکان و عناصر خاص خود بوده، از طرفی چون به حکم قانون برای رکن مادی آن مجازات پیش بینی گردیده است جرم محسوب می شود. قانون گذار در مادّه ۲ قانون مجازات اسلامی در تعریف یک جرم مستقل می‌گوید«هر فعل یا ترک فعلی که در قانون برای آن مجازات تعیین شده باشد جرم محسوب می‌شود». در جرایم با عنصر فعل، «شروع به جرم» متصوّر ولی در جرائم با عنصر «ترک فعل» شروع به جرم مصداق ندارد زیرا به محض اینکه بعهده شخص ثابت گردید و تکلیف انجام نگرفت جرم محقّق است و فرصت و مجالی برای شروع بدان نیست.^[۳۰۸]

در تعریفی که شعبه دوّم دیوان عالی کشور ارائه داده است می‌گوید «شروع به جرم اصولاً عبارت از توسّل به عوامل اجرائی جرم می‌باشد که اگر انصراف برای مرتکب حاصل نشود و عائقی نرسد ناگزیر جرم بوقوع می‌پیوندد، بنابراین اگر کسی در حالی که می خواهد از پنجره بالا رود دستگیر شود با احراز قصد سرقت تعقیب وی به عنوان شروع به جرم صحیح نیست.»^[۳۰۹]
شروع به جرم عبارت است از رفتاری که به منظور عملی نمودن قصد مجرمانه انجام شده، لکن به جهت مانع خارجی به تحصیل نتیجه مورد نظر منتهی نگردیده است.^[۳۱۰]
در تعریفی دیگر از شروع به جرم« عبور از قصد مجرمانه و عملیات مقدماتی و ورود به مرحله اجرائی جرم را شروع به آن گویند مشروط به آنکه جرم به طور کامل واقع نشود و زیر عنوان جرم تام قرار نگیرد.»^[۳۱۱]
در بیشتر موارد، تحصیل نتیجه زیان آور، یکی از ارکان تحقّق جرم است. وقتی نتیجه مذبور به دست نیاید، می‌توان گفت جرم، در مرحله شروع به جرم بوده است نهایت آنکه شروع به جرم وقتی مستوجب کیفر است که برای مرتکب آن ،ضمانت اجرای کیفری پیش بینی شده باشد. ماده ۴۱ ق.م.ا مقرّر می‌دارد: هرکسی قصد ارتکاب جرمی کند و شروع به اجرای آن نماید لکن جرم منظور واقع نشود چنانکه اقدامات انجام گرفته جرم باشد محکوم به مجازات همان جرم می‌شود.^[۳۱۲]
در ابتدا به شرایط و ارکان تحقّق شروع به جرم می‌پردازیم:
الف- لزوم قصد مجرمانه قبلی: برای تحقّق شروع به جرم قصد مجرمانه قبلی برای ارتکاب جرم(عنصر معنوی) ضرورت دارد بنابراین در اجرای ماده ۴۱ قانون مزبور قصد ارتکاب جرم یا عزم و تصمیم بر ارتکاب عمل مجرمانه باید همراه با آغاز و شروع عملیات اجرائی جرم باشد تا مرتکب مستوجب مجازات گردد.^[۳۱۳]
ب- اعمال مقدماتی در ارتباط مستقیم با وقوع جرم و مصادیق قانونی آنها: اول- اعمال مقدماتی منتهی به وقوع جرم:‌ برابر تبصره (۱) از ماده ۴۱ ق.م.ا عملیات و اقداماتی که فقط مقدمه جرم بوده و ارتباط مستقیم با وقوع جرم نداشته باشد، شروع به جرم نبوده و از این حیث قابل مجازات نیست. اعمال مقدماتی را باید از اعمال شروع به اجرا تفکیک نمود زیرا اعمال مقدماتی اصولاً قابل مجازات نیستند در حالی که عملیات شروع به اجرا ممکن است در مواردی قابل تعقیب و مجازات باشند. باید بین عملیات و اقداماتی که فقط مقدمه جرم بوده و ارتباط مستقیم با وقوع جرم نداشته باشد با آن نوع عملیات و اقداماتی که ارتباط بی واسطه و مستقیم با وقوع جرم دارد تفکیک کرد .^[۳۱۴]
دوم- مصادیق قانونی اعمال مقدماتی مرتبط با جرم به عنوان جرم مستقل: اولآً- تخریب و در مواردی هتک حرز برای ارتکاب سرقت با ممانعت یا حتی انصراف ارادی مرتکب از ارتکاب سرقت، مستلزم کیفر شخص به عنوان تخریب مال غیر در صورت وجود تمامی شرایط تحقّق جرم تخریب است. دوماً- تهیّه و نگهداری مواد محترقه برای ایجاد حریق عمدی که با عدم وقوع حریق، مرتکب مستوجب کیفر داشتن و نگهداری و یا حمل مواد غیر مجاز است. سوماً- تخریب منزل و مسکن دیگری به منظور ارتکاب سرقت که تنها مستلزم کیفر تخریب موضوع ماده ۶۷۵ق.م.ا و تبصره ۲ آن می‌باشد. در همین جهت شعبه دیوان عالی کشور چنین نظر داده است:(اگر متّهم پنجره دکانی را خراب کرده و قصد برداشتن آن را داشته که دستگیر شده است این اندازه از عمل شروع به سرقت نخواهد شد.)^[۳۱۵]
ج- آغاز عملیات اجرایی جرم: مرحله آغاز عملیات اجرایی جرم شامل سعی در اقداماتی است که با قصد ارتکاب جرم و مستقیماً در شرایطی به عمل آید که اگر مانع خارجی نباشد، جرم منظور واقع گردد. قانونگذار در ماده ۴۱ ق.م.ا به عبارت:«…لکن جرم منظور واقع نشود…» تصریح نموده و تحقّق شروع به جرم را به هر علتّی اعم از وجود مانع خارجی و یا عدم امکان تحقّق جرم یا عدم مهارت عامل مستوجب کیفر می‌داند.
د- وجود مانع خارجی: عدم وقوع جرم وقتی ناشی از مانع خارجی باشد، شروع به جرم محقق می‌گردد.
ه - فقدان عنصر ارادی: انصراف ارادی ناشی از جهات اخلاقی یا مذهبی و یا ترس از مجازات مانع از تحقّق شروع به جرم است در مقابل وقتی قصد عامل به ارتکاب جرم با ورود مأمورین انتظامی عملی نشده باشد و شخص موفّق به اجرای جرم نگردد، عمل شروع به جرم است زیرا در این حالت علاوه بر وجود مانع خارجی، عامل شخصاً از ارتکاب جرم منصرف نگردیده است مع‌هذا در مواردی که بزهکار به میل خود از انجام جرم منصرف شده وقتی قابل مجازات است که مقدار عملی که مجرم مرتکب گردیده ماهیتاً جرم مستقلی باشد.
شروع به جرم های مستوجب کیفر: اصل قانونی بودن جرائم و مجازات ها، بر تأسیس حقوقی شروع به جرم نیز حاکم است مصادیق قانونی شروع به جرم در جرم تخریب عبارت اند از:
اول: شروع به تخریب و خرابکاری در وسایل و تأسیسات مورد استفاده عمومی مثل شبکه‌های آب و برق و گاز و غیره که در اجرای تبصره ۲ ماده ۶۸۷ ق.م.ا مستوجب یک تا سه سال حبس است.
دوم: شروع به حرق عمارت و اشجار و باغها و انبار موضوع تبصره(۲) ماده ۶۷۵ ق.م.ا.
همان طور که بیان شد در قانون مجازات اسلامی ایران در دو مورد برای جرم تخریب « شروع به جرم» پیش بینی شده است، یکی برای احراق در اموال مذکور در مادّه ۶۷۵ که ملاحظه میشود این اموال همه حصری هستند و عبارت‌اند از عمارت، بنا، کشتی، هواپیما، کارخانه، انبار محل مسکونی، محل معد برای سکنی، جنگل، خرمن، هر نوع محصول زراعی، اشجار، مزارع و باغها، بدیهی است که ابنیه و ساختمان‌ها و اشیا و اموال فوق هر کدام دارای معنی و شرایط خاص خود هستند و تسرّی دادن مادّه به اموالی مشابه آن‌ها وجهه قانونی ندارد بنابراین آتش زدن به بلم و قایق در جایی که کشتی مورد نظر قانون گذار است مشمول قانون نخواهد بود. ^[۳۱۶]
مادّه ۶۷۵ می گوید « هر کس عمداً عمارت یا بنا یا کشتی یا هواپیما یا کارخانه یا انبار و به طور کلّی هر محل مسکونی یا معد برای سکنی یا جنگل یا خرمن یا هر نوع محصول زراعی یا اشجار یا مزارع یا باغهای متعلّق به دیگری را آتش بزند به حبس از دو تا پنج سال محکوم می شود»
تبصره ۱- اعمال فوق در این فصل در صورتی که به قصد مقابله با حکومت اسلامی باشد مجازات محارب را خواهد داشت.
تبصره ۲- مجازات شروع به جرائم فوق شش ماه تا دو سال حبس می باشد.
این مادّه متضمّن چند نکته است:
اوّل – اینکه ارتکاب جرم باید بصورت عمدی باشد بنابراین چنانچه مرتکب آن به صورت غیر عمدی آتش سوزی را ایجاد کند مشمول مادّه نخواهد بود.
دوّم – موارد مذکور در مادّه حصری است و جنبه تمثیلی ندارد.
سوّم – اگر به انگیزه مقابله با حکومت اسلامی باشد مجازات مرتکب، مجازات محارب است.^[۳۱۷]
مجازات شروع به جرائم فوق اعم از اینکه به قصد مقابله با حکومت اسلامی باشد یا بدون این قصد تحقّق یابد همان شش ماه تا دو سال حبس است. مورد بعدی اینکه اموال و اشیا مذکور در مادّه باید متعلّق به دیگری باشد بنابراین چنانچه کسی عمارت یا کارخانه یا بنا یا کشتی یا محصول یا اشجار یا باغ متعلّق به خود را آتش بزند مشمول این مادّه نخواهد بود اگر چه در آخر ماده قید « متعلّق به دیگری » در کنار باغ‌ها آمده است و ظاهراً تعلّق باغها را به دیگری می رساند امّا با توجّه به مفهوم منطقی مادّه هر یک از اموال مذکور باید متعلّق به دیگری باشد.^[۳۱۸]
در تبصره ۲ هم که راجع به شروع به جرم این مادّه است اشاره به «جرائم فوق» شده است که ظاهراً منظور آتش زدن به موارد و مصادیق معیّن در مادّه است زیرا مادّه ۶۷۵ متضمّن یک جرم و آن هم «احراق» است، آیا شروع به شروع در احراق مقرّر در این ماده با قصد مقابله با حکومت که خود نوعی جرم مستوجب حد است قابل تصوّر است. به نظر می رسد با توجّه به اینکه اصولاً «شروع به شروع جرم» در حقوق کیفری ایران مصداق ندارد و در این مورد هم قابل تسرّی نباشد. بنابراین اگر شخصی به قصد آتش زدن خرمنی کبریت می کشد و آتش می افروزد این عمل موصل و متّصل به حریق است و شروع به جرم محسوب است امّا خریداری، کبریت عمل موصل و متّصل به جرم نیست و به همین جهت شروع به جرم تلقّی نمی گردد و اصولاً شروع به شروع هم نخواهد بود. نکته آخر آنکه در این مورد در جرائم غیر عمدی شروع به جرم قابل تصوّر نیست. ^[۳۱۹]
در این جا سوالی مطرح می شود که با توجه به نظر دو نفر از مؤلفان کتب حقوقی آن را بررسی خواهیم کرد:آیا به غیر از تبصره‌های مواد ۶۷۵ و ۶۸۷ ق.م.ا در دیگر مواد مربوط به این فصل امکان وقوع شروع به جرم تخریب وجود دارد ؟
با عنایت به ابهام و اجمالی که در این زمینه در باب تخریب قانون مجازات اسلامی وجود دارد پاسخ مسئله نظری است پاره ای از شارحین این قانون تصوّر و استنباط عدم مجازات را داشته و اجمالاً اظهار نموده اند، از آنجا که شروع به جرم تخریب منحصراً یک مرتبه درذیل ماده ۶۷۵ و بار دیگر در ذیل ماده ۶۸۷ ق.م.ا قید گردیده، بنابراین سایر جرایم تخریب مذکور در این قانون خارج از شمول احکام مقرّر در این دو تبصره بوده و از این حیث مشمول همان حکم کلی ماده ۴۱ ق.م.ا واقع میشوند و چون جرم بودن شروع به آنها فاقد نص صریح می‌باشد و شروع به جرم خود به خود قابل مجازات نیست نتیجتاً شروع به آن ها فاقد وصف مجرمانه بوده و مستلزم کیفر نخواهد بود.^[۳۲۰]
در مقابل یکی دیگر از مؤلفان حقوقی در این باره گفته است:
نتیجه منطقی پذیرش چنین استنباط و استدلالی این خواهد بود که شروع به جرم احراق و انفجارهای هلیکوپتر و قایق متعلّق به دیگری قابل تعقیب کیفری نباشد در حالی که شروع به تخریب و احراق علایم راهنمایی و رانندگی جرم باشد و این معقولانه نیست. ایشان برای استدلال خود دلایلی به شرح زیر آورده است: در کلیه موارد مذکور می‌توان مرتکب را با عنایت به تنقیح مناط و وحدت ملاک تبصره‌های ۲ ماده ۶۷۵ و ۶۸۷ و لحاظ اصول ۴ و ۱۶۷ق.ا و ماده ۲۱۴ ق.آ.د.ک و استعمال شدن مصادیقی از اموال منقول چون کشتی، هواپیما و محصول زراعی در ماده ۶۷۵ و سیاق این ماده و ماده ۶۸۷ق.م.ا مورد مجازات قرار داد و مانع سوء استفاده بزهکاران از اجمال و ابهام قانون گردید.^[۳۲۱]
مورد دیگر تحقّق «شروع به جرم» در تخریب تبصره ۲ مادّه ۶۸۷ قانون مجازات اسلامی است، مادّه ۶۸۷ میگوید « هر کس در وسایل و تأسیسات مورد استفاده عمومی از قبیل شبکه های آب و فاضلاب، برق، نفت، گاز و پست و تلگراف و … مرتکب تخریب یا ایجاد حریق یا از کار انداختن یا هر نوع خرابکاری دیگر شود بدون آنکه منظور او اخلال در نظم و امنیّت عمومی باشد به حبس از سه تا ده سال محکوم خواهد شد.»
تبصره ۱- در صورتی که اعمال مذکور به منظور اخلال در نظم و امنیّت جامعه و مقابله با حکومت اسلامی باشد مجازات محارب را خواهد داشت.
تبصره ۲- مجازات شروع به جرائم فوق یک تا سه سال حبس است.
عنصر مادّی این جرم بهر شکلی که اتّفاق بیفتد نتیجه آن تخریب است قانون گذار بدلیل اهمّیت موضوع جرائم مذکور، شروع به ارتکاب آن را جرم دانسته و عنصر مادی شروع به این جرائم با سایر جرائم تفاوت چندانی ندارد و در واقع باید همان عمل موصل و متّصل به فعل باشد که البته یک عامل خارجی که اراده فاعل در آن مدخلیت ندارد از اتمام و اکمال آن مانع شده باشد، عنصر معنوی این جرم را سؤنیّت عام و اگر همراه با اخلال در نظم و امنیّت جامعه و مقابله با حکومت اسلامی باشد سؤنیّت خاص هم تشکیل می‌دهد اگر چه در این مادّه قانونگذار عنصر عمد را صریحاً قید نکرده است امّا از اصطلاحات «مرتکب تخریب یا ایجاد حریق یا از کار انداختن یا هر نوع خرابکاری دیگر شود …» رکن معنوی جرم که سؤنیّت است کاملاً احراز می‌شود.^[۳۲۲]
در حقوق انگلستان شروع به ارتکاب هر جرم^[۳۲۳] قابل کیفر خواست، خود یک جرم قابل کیفر خواست محسوب شده و به موجب بخش (۲) ۱۸ « قانون اختیارات دادگاه های کیفری»^[۳۲۴] همانند جرم اصلی قابل مجازات است.
الف) عنصر روانی (در شروع به جرم در حقوق انگلستان): در انگلستان مقام تعقیب کننده باید اثبات کند که متّهم قصد ارتکاب جرم مورد نظر را داشته است، هرگاه حصول نتیجه خاص به موجب تعریف جرم ضروری باشد. مثلاً در قتل عمد،( این نتیجه که عمل باید موجب مرگ شود) در آن حالت باید اثبات گردد، که متهم قصد آن نتیجه را داشته است بدین ترتیب گفتن این که عنصر روانی شروع همان عنصر روانی جرم تام^[۳۲۵] است صحیح نمی باشد چرا که این دومی (یعنی جرم تام ) غالباً مشتمل بر یک عنصر روانی خفیفتر است. برای مثال بی پروایی یا سهل انگاری^[۳۲۶] معمولاً(برای مسئول شدن متّهم) کفایت می‌کند بنابراین هر چند این سخن که متهّم ممکن است به دلیل قصد ایراد صدمه جسمانی شدید مقصّر به ارتکاب قتل عمد شناخته شود صحیح می‌باشد لیکن تنها قصد کشتن می‌تواند شروع به قتل عمد را محقّق سازد، به عنوان مثال در دعوی «دولت علیه وایبرو»( (R.V.Whybrow 1951 در سال ۱۹۵۱٫^[۳۲۷]
همین طور هر چند متهّم می‌تواند در صورت سهل انگاری نسبت به این که ممکن است موجب ورود ضرر به P گردد مقصّر به جرم حمله به غیر^[۳۲۸] شناخته شود، لیکن تنها در صورتی مقصّر به شروع به حمله خواهد بود که قصد ایراد ضربه را داشته باشد با این حال، اگر او در مورد « شرایط و اوضاع و احوال سهل انگار بوده باشد ممکن است مقصّر شناخته شود» برای مثال گفته شده است که اگر متهّم سعی در برداشتن چیزی بنماید و در عین حال با خود این طور فکر کند: « حتّی اگر این مال متعلّق به من نباشد نیز آن را نزد خود نگاه خواهم داشت» و (قبل از موفّقیت) توسط مالک مال از عمل او جلوگیری شود، باز وی مقصّر به شروع به سرقت خواهد بود. چرا‌ که قصد برداشتن مال را داشته و فقط در رابطه با اوضاع و احوال سهل انگار بوده . ^[۳۲۹]
ب) عنصر مادّی(شروع به جرم در حقوق انگلستان): علیرغم احکام قبلی که به موجب آنها تقریباً هر عملی که به قصد ارتکاب جرم انجام می شد جرم محسوب می گشت، در دعوی « دولت علیه انگلتون»^[۳۳۰]درسال ۱۸۵۵ این موضوع تثبیت شد که متّهم تنها در صورتی مسئول خواهد بود که اعمال او به اندازه‌ی کافی به مرحله ی نهایی نزدیک^[۳۳۱] بوده باشند یک استثنای جدید، دعوی«دولت علیه گارمیت سینگ ۱۹۶۶»^[۳۳۲] است در این دعوی D یک ماشین چاپ تهیّه کرده بود تا با بهره گرفتن از آن به جعل مدارک دست بزند هر چند که D به آن اندازه پیشروی نکرده بود که به شروع به جرم محکوم شود لیکن قاضی« مک نیر» مقرّر دانست که وی مقصّر به تهیّه ابزار به قصد تدلیس بوده است. اگر این تصمیم مورد تبعیّت واقع شود، تقریباً هر نوع عمل آمادگی، قابل صدور کیفر خواست خواهد بود هر چند به نظر می رسد که این دعوی عمدتاً توسط دادگاه ها نادیده گرفته شده است. برای این که متّهم به اندازه کافی نزدیک به ارتکاب جرم محسوب شود باید کاملاً در مسیر ارتکاب جرم تام قرارگرفته باشد.^[۳۳۳]
تلاش های گوناگون برای یافتن اصلی که بتواند تعیین کند در چه نقطه ای آمادگی D تبدیل به یک شروع به جرم قابل کیفر خواست^[۳۳۴] می شود صورت گرفته است لیکن هیچ یک از این تلاش‌ها کاملاً موفّقیت آمیز نبوده اند.
به موجب« تئوری ایهامی»، D در صورتی مسئول شناخته می شود که « نتوان برای اعمال او هدف معقولی غیر از همان هدف ارتکاب جرم خاص را تصوّر کرد.» این نظر در انگلستان در دعوی «دیوی علیه لی»^[۳۳۵] در سال ۱۹۶۷ مورد تأیید دادگاه‌ها قرار گرفته است. در این دعوی متّهمان در حین ورود به محوّطه دستگیر و به شروع به سرقت مس محکوم شدند. مشکل اعمال این تئوری در این دعوی به وضوح مشاهده می‌شود با عملکرد متهمان می‌توانسته است مقدّمه جرایم دیگر، مثلاً ورود به دفاتر کار باشد و بنابراین غیر ایهامی^[۳۳۶]،‌ یعنی لزوماً تنها دارای یک هدف نبوده است.
در دعوی نیوزلندی «کمپبل و برادلی علیه وارد »^[۳۳۷] در سال ۱۹۵۵ محکومیت متّهمان به این دلیل نقض شد که اعمال آنها در ورود به اتومبیل ها بطور قاطع و بلاشک نمایانگر قصد اظهار شده‌ی آنها برای سرقت باطری اتومبیل ها نبوده است، دادگاه انگلستان از این نتیجه غیر عادی در مواردی که نیّت اظهار شده متّهم مسؤلیت عمل دو پهلوی او را ظاهراً از بین می‌برد تبعیّت نکرده اند (دعوی جونز علیه بروکز)^[۳۳۸] به نظر میرسد که این ضابطه در حال حاضر چندان مورد حمایت قضایی قرار نگرفته باشد. ^[۳۳۹]
حال بعد از ذکر مطالب مقدماتی در مورد شروع به جرم در حقوق انگلستان به چند نمونه از دعاوی مربوط به شروع به جرم در حقوق انگلستان اشاره می کنیم .
به عنوان یک اصل می توان گفت: حتّی هنگامی که جرم تام با اثبات سهل انگاری نسبت به نتیجه محقّق شود، شروع به جرم مستلزم اثبات قصد است.
اکنون به دعوای دولت علیه میلارد و ورتن در این خصوص می‌پردازیم:
مشتکی عنهین بر اساس این ارائه طریق که سهل انگاری نسبت به خطر ایراد خسارت برای تحقّق جرم کفایت می‌کرد، به شروع به ایراد خسارت کیفری محکوم شدند. دادگاه پژوهشی حکم داد که اعتراضات پژوهشی مشتکی عنه وارد است، قانون شروع به جرم کیفری مصوّب۱۹۸۱ مستلزم اثبات قصد ارتکاب جرم تام است حتّی در جایی که جرم اصلی با اثبات سهل انگاری نسبت به نتیجه‌ای مانند« ایراد خسارت» در مورد خسارت کیفری محقّق می‌شود، این وضعیت صادق است.
در تفسیر این پرونده و حکم آن چنین عنوان شده است که شروع به جرم مستلزم اثبات قصد مستقیم نتایج بود که نمونه آن دعوای دولت علیه مهان(۱۹۷۶) است. پیش بینی با قصد برابر نبود، این مطلب مطابق قانون شروع به جرم کیفری نیز صحیح است که نمونه آن دعوای دولت علیه پیرمن(۱۹۸۴) است، گرچه ارائه طریق صورت گرفته در پرونده وولین ممکن است اکنون در این مورد قابل اعمال باشد.^[۳۴۰]
به عنوان یک اصل هرگاه سهل انگاری نسبت به عوامل جرم برای تحقّق جرم تام کفایت کند، سهل انگاری نسبت به آن عوامل برای تحقّق شروع به جرم کفایت می‌کند.در یک دعوا مشتکی عنهین به ایجاد مخاطره‌ی جانی سهل انگار بودند، بر اساس قرار صادره مبنی بر اینکه قصد ایجاد مخاطره‌ی جانی باید اثبات میشد، از اتهام جرم مشددّ ایجاد حریق عمدی برائت یافتند.
دادگاه پژوهشی حکم داد که قصد باید در رابطه، با نتیجه‌ی مشخص در جرم تام(ایراد خسارت یا ازبین بردن)اثبات می شد، امّا از آنجا که سهل انگاری نسبت به ایجاد مخاطره‌ی جانی برای تحقّق جرم تام کفایت می کرد، برای تحقّق شروع به جرم نیز کافی بود.^[۳۴۱]

یانگ^[۱۴۱](۲۰۰۴) به تجزیه و تحلیل مسئله تشدید تقاضا و اثر شلاقی در بخشی از سیستم زنجیره تامین فروشنده­های مواد غذایی درانگلستان با بهره گرفتن از دیدگاه پویایی­های سیستم می ­پردازد. دراین مدل علل رفتار پویای سیستم، منابع تشدید از بخش­های پایین­دستی زنجیره به بخش­های بالادستی، اثر تاخیرهای اطلاعاتی، پیش ­بینی تقاضا و سهم اطلاعات در عملکرد زنجیره تامین مورد تحقیق و تجزیه و تحلیل قرار گرفته شده است (یانگ ، ۲۰۰۴، ۴۰۵).
کایاستا(۲۰۰۴) در مقاله­ای تحت عنوان “­زنجیره­های خدمات در کجا قرار دارند؟"­، به سه بحث اصلی می ­پردازد. در بخش اول به این مطلب می ­پردازد که ارائه خدمت به مشتری در واقع به مانند تولید یک کالا است و بنابراین همان زنجیره تامین به مفهوم تولیدی در آن حاکم است. در بخش دوم به ویژگی­های زنجیره­های تامین در سازمان­های خدماتی به طور کلی پرداخته می­ شود و در بخش آخر به این بحث پرداخته می­ شود که از مفاهیم زنجیره تولید در بخش تامین نمی­ توان در بخش خدمات استفاده کرد و متفاوت از آن می­باشد. این در حالی است که بخش خدمات بیشترین نقش در تولید ناخالص داخلی اکثر کشورها دارد. بخش خدمات بیش از ۷۰% تولید ناخالص داخلی در کشورهایی مانند کانادا و ایالات متحده آمریکا را به خود اختصاص داده و سهم آن در حال رشد نیز می­باشد. در نهایت در این مقاله نتیجه ­گیری می­ شود که یک مفهوم کلی و عمومی برای زنجیره­های تامین خدمات وجود ندارد. این در حالی است که وجود یک مفهوم از زنجیره تامین و طراحی آن باعث اثربخشی بیشتر مدیریت خواهد شد (کایاستا،۲۰۰۴، ۷۷).

استنلی^[۱۴۲](۲۰۰۵) در مقاله­ای تحت عنوان “اثر مدیریت زنجیره تامین بر سازمان­های خدماتی” به تشریح مدیریت زنجیره تامین در فعالیت­های خرید، عملیات و توزیع در میان شبکه­ ای از سازمان­های وابسته در ایالات متحده آمریکا و تعدادی از کشورهای صنعتی دنیا می ­پردازد. براساس آماری که استنلی در این تحقیق ارائه می­نماید خدمات بیش از ۶۰% تولید ناخالص ملی و ۸۰% کارکنان شاغل در صنایع آن کشورها را به خود اختصاص می­دهد. همانطوری­که خدمات اهمیت بیشتری به دست می­آورند و روز به روز بیشتر در عرصه صادرات بین ­المللی مطرح می­شوند به مانند کالاهای تولیدی نیاز به یک دیدگاه مدیریت زنجیره تامین خدمات احساس می­ شود. بنابراین هدف از این مطالعه به کار­گیری مدل زنجیره تامین از دیدگاه خدماتی است. استنلی در نهایت در این تحقیق عوامل کلیدی و موفقیت­آمیز زنجیره­های تامین در شرکت­های خدماتی را مورد شناسایی قرار می­دهد که از مهمترین آنها عبارتند از: تمرکز بر مشتری، حرکت به سمت اثربخشی عملیات، شناسایی و تعامل با شرکت­هایی که در عملیات نقش دارند، در جستجوی ارتباطات باز، سرمایه ­گذاری در تکنولوژی اطلاعات و اندازه ­گیری مستمر عملکرد (استنلی ، ۲۰۰۵، ۱۳).
کایاستا(۲۰۰۶) در مقاله دیگری به طرح دیدگاه­ های خود در مدل­سازی زنجیره­های خدمات می ­پردازد و اذعان می­دارد مدل­سازی زنجیره­های تامین خدمات از بسیاری جهات با مدل­سازی زنجیره­های تولید متفاوت است. به عنوان مثال برخلاف کالاهای فیزیکی، یک خدمت ممکن است از شرکت­های چندگانه به مشتری ارائه شود. بنابراین هدف از این مقاله این است که نشان دهد پویایی­ها و ساختارهای حاکم بر زنجیره­های خدمات و تولید با هم متفاوت است و در مدل­سازی زنجیره­های خدمات نیاز به یک دیدگاه متفاوت و جدید می باشد (کایاستا، ۲۰۰۶، ۴۱).
رائو^[۱۴۳] (۲۰۰۶) در مقاله­ای تحت عنوان “­مدیریت زنجیره تامین مالی^[۱۴۴]” به مدل­سازی زنجیره تامین مالی جهت مدیریت موثر فرایند مالی شرکت­ها، پیش ­بینی مالی و کاهش هزینه­ های سرمایه‌گذاری و چگونگی تعامل این زنجیره با زنجیره تامین فیزیکی و همچنین نقش تکنولوژی در برقراری این تعامل می ­پردازد. رائو در این مقاله نتیجه می­گیرد که مدیریت زنجیره تامین مالی در صورتی موثر می­باشد که با زنجیره تامین فیزیکی تعامل مناسب داشته باشد و عامل کلیدی که این نقش را در سازمان ایفا می­ کند تکنولوژی اطلاعات می­باشد (رائو، ۲۰۰۶، ۱۰۷).
رائو (۲۰۰۹) در تحقیق دیگری راجع به ارزیابی عملکرد سازمان­های خدماتی بیان می­دارد که به­ طور طبیعی صنایع خدماتی محدوده وسیعی از بخش­های صنعتی مانند خرده­فروشی، حمل و نقل، بهداشت و سلامت، خدمات مالی، پستی و … را به خود اختصاص می­ دهند. هربخش، عملیات و فرایند خاص خود را دارد. بنابراین برای هر صنعت نیازمند یک چارچوب خاص فرآیندهای آن صنعت نیز خواهیم بود. در یک کارخانه تولیدی مقدار محصولی که وارد زنجیره تامین می­ شود برابر با محصول خارج شده از آن می­باشد اما مقدار ورودی یک سازمان خدماتی و جریان خروجی آن ممکن نیست که شبیه باشند. عملکرد مدیریت زنجیره تامین سنتی با مواردی چون زمان سیکل، کنترل موجودی، هزینه تولید و … سنجیده می­ شود اما در سازمان خدماتی، سازمان­ها عملکرد خود را بر اساس تعداد مشتریان سرویس داده شده، میزان رضایت مشتری، پاسخگویی و کیفیت خدمات می­سنجند (رائو، ۲۰۰۹، ۶۹).
مارکوز(۲۰۱۱) در ارزیابی عملکرد ساختارهای کسب و کار یا شبکه ­های زنجیره تامین از سه مدل فرعی استفاده نموده است: مدل رفتار خریدار، مدل مالی و مدل سرمایه ­گذاری. مدل فرعی رفتار خریدار، ارائه­دهنده تصمیم مشتری به خرید محصول می­باشد و در واقع به نوعی نمایانگر پاسخ درک مشتری از محصول در بازار رقابتی نیز می­باشد. سوالی که در اینجا باید به آن پاسخ داده شود این است که: چگونه درک مشتری از کیفیت وقیمت محصول بر سهم بازار رقبای فعال در آن تاثیر می­ گذارد؟ در مدل فرعی مالی به این مسئله پرداخته می­ شود که چگونه استراتژی محصول یا بازار بر درآمد اپراتورهای بازار تاثیر می­ گذارد. در مدل فرعی سرمایه ­گذاری نیز به این مسئله پرداخته می­ شود که نرخ سرمایه ­گذاری در بازار توسط هر اپراتور به چه میزان باعث ایجاد فرصت خواهد شد و به سودآوری شرکت کمک خواهد کرد. مارکوز از قیمت و هزینه به عنوان دو عامل مهم در ارزیابی زنجیره و کاهش عدم اطمینان نام می­برد و قیمت­ گذاری یک محصول یا خدمت را از تصمیمات مهم و حیاتی یک سازمان تجاری می­داند که در موفقیت­های آتی آن شرکت نقش دارد. در واقع محصول و قیمت به عنوان ارتباط بین خریدار و شرکت محسوب می­ شود (مارکوز، ۲۰۱۱، ۴۵).
با توجه به اینکه در زمینه ارزیابی زنجیره تامین خدمات به طور خاص مطالعات محدودی انجام شده است و با توجه به تشابهات موجود، در قسمت­ های بعد به تحقیقات انجام شده در این زمینه در سازمان­های تولیدی پرداخته شده است.
اندرسون و همکاران(۱۹۹۷) یک نمونه بارز تحقیقی از تشدید تقاضا در زنجیره­های تامین ارائه کردند. دراین مقاله یک مدل دینامیکی به منظور بررسی تشدید تقاضا در زنجیره­های تامین تجهیزات سرمایه­ای توسعه داده شده است و با مورد آزمون قرار دادن سیاست­های مختلف، عملکرد این صنعت بهبود داده شده است (اندرسون و همکاران، ۱۹۹۷، ۶۵۱).
بارلاس و اکسوگان(۱۹۹۹) اولین بررسی نمادین در زمینه توسعه سیاست­های مدیریت موجودی انجام دادند. بارلاس و اکسوگان یک مطالعه موردی در صنعت پوشاک انجام دادند که در آن یک مدل شبیه­سازی دینامیکی از زنجیره تامین توسعه داده شده است. هدف آنها از این شبیه­سازی توسعه سیاست­های موجودی به منظور افزایش در­آمد خرده­فروش و کاهش هزینه­ های او بود. هدف دیگر آنها مطالعه تاثیرات بکارگیری استراتژی­ های مختلف بود. در نهایت، در مطالعه بارلاس و اکسوگان سیاست­های جدید سفارش­دهی در سیستم­های پیوسته – گسسته مطرح شده است. با این سیاست­ها نوسانات تقاضا نیز پایدار و استوار می­باشند (بارلاس و اکسوگان، ۱۹۹۹، ۹۵).
ککراواستیا و دیاواتی^[۱۴۵](۱۹۹۹) بحث طراحی مجدد زنجیره­های تامین مطرح کردند. در این مقاله یک مدل دینامیکی توسعه داده شده که امکان جایابی گلوگاه­های بالقوه و تشخیص عملکرد لجستیک در صنعت کشتی­سازی را مهیا می­سازد. در این بررسی عملکرد لجستیک با سه شاخص کلیدی به نام کیفیت محصول، هزینه و زمان تحویل، تعریف شده است. ککراواستیا و دایاواتی مطرح کردند که مدل پویایی­های سیستم بایستی سه جریان فیزیکی، اطلاعاتی و مالی را در بر بگیرد. مدل توسعه داده شده، رفتار زمانی متغیرهای کلیدی که شامل سفارشات، کار در جریان ساخت، تحویل­ها، تاخیر در تحویل، فروش کل و خالص سود می­باشد را نشان می‌دهد. در نهایت ککراواستیا و دایاواتی، استفاده بیشتر از مدل را به منظور ارزیابی عملکرد لجستیک و نیز طراحی سیاست­های لجستیک پیشنهاد داده­اند (ککراواستیا و دیاواتی، ۱۹۹۹، ۱۸۱).
اکرمنز^[۱۴۶] و همکاران (۱۹۹۹) به موضوعات مهمی در زمینه مدیریت زنجیره تامین بین المللی^[۱۴۷] پرداخته­اند. در این مقاله با بهره گرفتن از مدل­های علت و معلولی آزمایشی از اهداف، موانع و تسهیل­کنندگان در امر رسیدن به مدیریت زنجیره تامین بین ­المللی کار آمد، یک نظریه جدید به نام دور مقبول و دور باطل پیشنهاد شده است. در این بررسی عوامل کلیدی موفقیت در مدیریت زنجیره تامین بین ­المللی در قالب یک مدل علت و معلولی ارائه شده است (اکرمنز و همکاران، ۱۹۹۹، ۱۹۵).
استرمن^[۱۴۸](۲۰۰۰) یک مدل عمومی از سیستم مدیریت موجودی را ارائه نمود که این مدل ساختار پایه تصمیم ­گیری در یک محیط را شکل می­دهد. این ساختار عمومی در بسیاری از سناریوهای مختلف شامل سفارش­دهی مواد اولیه، کنترل تولید و یا در سطح کلان اقتصادی، به منظور کنترل سرمایه انباشته شده کاربرد دارد. مدل از دو قسمت تشکیل شده است: ۱) ساختارهای فیزیکی موجودی و جریان مواد سیستم، ۲) قواعد حاکم بر تصمیم ­گیری به منظور کنترل سیستم. استرمن اظهار داشت که در واقعی­ترین موقعیت­های مدیریت موجودی، پیچیدگی بازخوردها در میان متغیرها مانع از تعیین یک استراتژی بهینه می­ شود و سپس یک مدل تصمیم به سفارش را بر اساس روش­های ابتکاری به طور محلی منطقی مطرح نمود (استرمن، ۲۰۰۰، ۱۴۱).
انجمن زنجیره تأمین برای اولین بار مدل مرجع عملیات زنجیره تأمین^[۱۴۹] را معرفی کرد. مدل مرجع عملیاتی، مدل استانداردی است که برای ارتباط مؤثر بین شرکای زنجیره تأمین طراحی شده است تا با تمرکز بر زنجیره تأمین به مدیران شرکتها در تجزیه و تحلیل زنجیره تأمین و شناسایی فرصتهای بهبود در جریان مواد، کار و اطلاعات کمک نماید. این مدل فعالیتهای زنجیره تأمین را به عنوان یک سری از فرآیندهای درون سازمانی به هم پیوسته در نظر گرفته و برای اتصال تأمین­کنندگان به مشتریان چهار عامل را دخیل میداند که شامل: برنامه ریزی، منبع، ساخت و تحویل می­باشد. هر یک از این چهار عامل به وسیله چهار معیار: پایایی تحویل، پاسخگویی­/ انعطاف­پذیری، هزینه­ها و داراییها ارزیابی می­شوند. این مدل جهت ارزیابی عملکرد به شرکتها اجازه میدهد: فرآیندهای خود را به خوبی ارزیابی کنند، عملکرد خود را با سایر شرکتها در داخل و خارج حوزه صنعت خود مقایسه کنند، مزیتهای رقابتی خاصی را دنبال کنند، با بهره گرفتن از این ارزیابی­ها فعالیتهای خود را اولویت­ بندی کنند، منافع حاصل از اجرای این تغییرات را کمی کنند، بهترین ابزار نرم افزاری مناسب با نیازمندیهای فرایند خاص خود را شناسایی کنند (محمدی گرفامی، ۲۰۰۲، ۳۶).
تاویل(۲۰۰۲) بحث طراحی مجدد زنجیره­های تامین را مطرح نمود. او راه­حل فشردگی زمان را به عنوان یک پاسخ سریع موثر و کارا به تغییرات بازار مدنظر قرار داد. تاویل مطرح نمود که استراتژی­ های فشردگی زمان بر اساس شبیه­سازی، پیشگیری بهبودهای عملکرد زنجیره را امکان­ پذیر می­سازد. او با بهره گرفتن از مدل فارستر، یک رتبه ­بندی از استراتژی­ های مهندسی مجدد را تهیه نمود. بر اساس نتایج شبیه­سازی، تاویل کاربرد استراتژی­ های مهندسی مجدد را به صورت زیر تعریف نمود: ۱)کاهش در همه زمان­های تدارک مواد، اطلاعات و جریان­های مالی ۲)حذف تاخیرات زمانی در نقاط تصمیم ۳)تامین اطلاعات مورد نیاز همه تصمیم­گیرندگان بالادستی(تاویل، ۲۰۰۲، ۸۷).
دیزنی^[۱۵۰] و تاویل^[۱۵۱] (۲۰۰۳) تاثیر سیاست مدیریت انبار فروشنده^[۱۵۲] بر روی دینامیک زنجیره را مطالعه نموده ­اند. در استراتژی مدیریت انبار فروشنده عرضه­کننده مسئولیت انبار مشتری خود را بر عهده دارد. در مطالعات صورت­ گرفته مشاهده شده که طراحی سیستم با این استراتژی موجب می­ شود تا قله­های سفارش­دهی در این زنجیره­ها نسبت به زنجیره­های تامین سنتی بسیار هموارتر گردد (دیزنی و تاویل، ۲۰۰۳، ۹۷).
چان^[۱۵۳](۲۰۰۳) در مطالعه خود به این مسئله اشاره می­ کند که متخصصین نتیجه­گرا می توانند به وسیله علائم حیاتی زنجیره تأمین، وضعیت زنجیره تأمین را مشخص نمایند. در صورتی که علائم حیاتی زنجیره نشان­دهنده وجود مشکل باشد باید با بهره گرفتن از ارزیابی، ریشه مشکلات را پیدا کرد. دلایل اصلی استفاده از علائم حیاتی زنجیره تأمین عبارتند از: تعیین مزیتها و فرصتها، تعیین بخشهایی که کارکرد مناسب دارند، تعیین مبناها بر اساس اهداف و سنجش نسبت به این مبناها، تعیین نقاط ضعف و اولویت­ بندی مشکلات و نشان دادن فعالیتهای بهبود دهنده. ایشان سپس علائم حیاتی زنجیره تأمین را در چهار حوزه اصلی زیر تعیین می کند: هماهنگی فعالیتهای منبع­یابی، قابلیت اطمینان زنجیره تأمین، سادگی زنجیره تأمین، شتاب زنجیره تأمین و بهره­وری منابع اصلی. در هر یک از حوزه ­های فوق، شاخص­ های زیر را تعریف می کند: خدمت به مشتری، عملکرد برنامه تولید، عملکرد زمان­بندی ساخت، عملکرد زمان تحویل تأمین کنندگان، کیفیت اطلاعات (چان، ۲۰۰۳، ۲۲).
هیگاچی^[۱۵۴] (۲۰۰۳) زنجیره تامین محصولی با چرخه حیات کوتاه به صورت پویا شبیه­سازی و تعامل اثر شلاقی و فراز و نشیب­های زنجیره تامین را با سایر فاکتورهای تاثیر­گذار بر زنجیره تامین بررسی نموده است. او از شبیه­سازی­های پویا بر مبنای سناریو در شرکت تاماگوچی استفاده نمود. مدل دارای سه جزء بازار، خرده­فروش و کارخانه بود. مدلی که ارائه داد، مدلی بسیار مفید برای تصمیم­گیرندگان و برنامه­ریزانی است که با محصولاتی با چرخه عمر مشابه سروکار دارند ( هیگاچی ، ۲۰۰۳، ۱۰۹۷).
چان (۲۰۰۳) در تحقیقی به مطالعه معیارهای ارزیابی و همچنین تعیین عملکرد در مدیریت زنجیره تأمین با تمرکز بر مشتری می ­پردازد. بدین ترتیب است که ابتدا شناسایی وضعیت جاری یک زنجیره تأمین را بر اساس مراحل زیر انجام می­دهد:
- تحلیل فرایند، فناوری، رویه­های سازمانی و روش های اجرایی.
- تعیین جزییات زنجیره تأمین و حلقه­های آن.
- تعیین وضعیت فعلی و آتی معیارهای هزینه، کیفیت، زمان و رضایت مشتری.
مسیر ارزیابی و تعیین معیارها به صورت ماتریسی از معیارها در ارتباط با عوامل کالا، اطلاعات و تبادلات مالی است. پس از آنکه در مسیر زنجیره تأمین کلیه معیارها شناسایی شدند، ارزیابی کلی که نشانگر عملکرد و کارایی زنجیره می­باشد، به دست می ­آید. در این مسیر، خط مشی­ها و دستورالعمل­ها که در حقیقت رویه­های پردازش اطلاعات و یا مواد در زنجیره تأمین را تعیین می­ کنند، باید مورد بررسی قرار گیرند و در خصوص حفظ، اصلاح و حذف هر یک به نتیجه رسید. در نهایت زنجیره تأمین بر اساس عملکرد آن در محورهای چهارگانه کیفیت، زمان، هزینه و انعطاف­پذیری مورد ارزیابی قرار می­گیرد. بنابراین مهمترین نقطه قوت این روش جامعیت و ملموس بودن شاخص­ های نهایی می­باشد. اما از آنجا که هر یک از این معیارهای کلی حاصل جمع­آوری معیارهای گوناگونی هستند که مراحل را با هدف دستیابی به مزیت رقابتی سازمان و معیار مورد نظر ذینفعان یعنی سودآوری و افزایش مزایای موجود برای ذینفعان دنبال می کند، بنابراین نقطه ضعف این روش عدم کمی شدن بسیاری از شاخص ­ها می­باشد (چان، ۲۰۰۳، ۲۵).
ویکروم^[۱۵۵] (۲۰۰۳) در بررسی خود یک زنجیره تامین دو سطحی با یک انبار و یک مرکز توزیع را مدنظر قرار داده است. محدودیت­های اصلی مسئله، افق زمانی تحویل کالا و ظرفیت فضای انبار است به گونه ­ای که بازه زمانی تحویل کالا توسط مرکز توزیع تعیین می­گردد. با توجه به گران بودن کالای نهایی، تجهیزات کامپیوتری و همچنین شرایط خاص مورد نیاز برای نگهداری در انبار، الزام به رعایت بازه زمانی تحویل کالا وجود دارد. خروجی مسئله شامل (۱) ­برنامه بازپرسازی انبار که مشخص­کننده زمان و میزان ذخیره کالا در آن است، (۲) برنامه ارسال کالا به مراکز توزیع که مشخص می­سازد که در چه زمانی و به چه میزانی باید کالا به مرکز توزیع تحویل داده شود به گونه ای که تقاضای مشتریان برآورده شود (ویکروم، ۲۰۰۳، ۱۶۹).
رومین^[۱۵۶] (۲۰۰۴) در مطالعه خود به طراحی شبکه توزیع یک زنجیره تامین چند سطحی پرداخته­اند که در آن تنها یک محصول از تنها عرضه­کننده آن به تعدادی مرکز توزیع و از آنجا به چند خرده­فروش منتقل می­ شود. در این مسئله هر خرده­فروش تنها از یک مرکز توزیع، کالا دریافت می­ کند و مراکز توزیع به خرده­فروشانی که به آن تخصیص یافته­اند کالا را به­ صورت مستقیم تحویل می­دهد. خروجی­های این مدل عبارتند از: تعداد مراکز توزیعی که باید راه ­اندازی شوند و مکان هر یک از آنها. این مراکز توزیع باید سیاست مدیریت موجودی و هزینه آن را به هرکدام از خرده­فروشان کالا ارائه نماید (رومین، ۲۰۰۴، ۲۱۷).
رینر و ترکا^[۱۵۷] (۲۰۰۴) در تحقیقی با عنوان” طراحی زنجیره سفارشی شده: مسائل و آلترناتیوهایی برای یک شرکت تولیدی در صنعت غذایی، تحلیلی مبتنی بر شبیه­سازی” را ارائه نمود­ه­اند. در این تحقیق ایشان یک مدل بهبود و اصلاح که بر ارتقاء زنجیره تأمین مورد مطالعه تأثیر دارد را ارائه نموده ­اند. ایشان نشان می­ دهند که محیط زنجیره تأمین استوار ایده­آل، بستگی به وضعیت تقاضا، هموار ­یا ­بی­ثبات است. محققان بر این اعتقاد هستند که اگر چه کاهش عدم اطمینان با کمک به اشتراک گذاشتن اطلاعات، کاهش زمان تأمین و موارد دیگر امکا­ن­پذیر است اما با وجود این موارد اجتناب از عدم اطمینان ممکن نیست و در این خصوص برنامه­ ریزی استوار به منظور مدیریت عدم­اطمینان در زنجیره تأمین ضروری است. در این تحقیق به نیاز برای برنامه­ ریزی زنجیره تأمین استوار در سطح تاکتیکی به منظور توانایی سر و کار داشتن با تقاضای نامطمئن مشتری تأکید شده است (رینر و ترکا، ۲۰۰۴، ۲۱۷).
دیجونکهیر^[۱۵۸] و همکاران(۲۰۰۴) تاثیر غنی­سازی اطلاعات بر روی اثر شلاق چرمی را مورد مطالعه قرار دادند (اثر شلاق چرمی در قالب مساله تشدید تقاضا در زنجیره­های تامین مورد بحث قرار می­گیرد). در این مقاله نشان داده شده که در یک زنجیره تامین متمرکز به اشتراک گذاری اطلاعات تقاضا در طول زنجیره، اثر شلاقی چرمی را بر روی سیاست­های سفارش­دهی تا رسیدن به سطح S کاهش می­دهد ولی از بین نمی­برد (دیجونکهیر و همکاران، ۲۰۰۴، ۴۲۱).
لمس و آشایری^[۱۵۹](۲۰۰۶) مدل شبیه­سازی پویایی را ارائه کردند که در آن ارزش اقتصادی افزوده شده بر روی برنامه­ ریزی تقاضای زنجیره تامین مورد بررسی قرار گرفته شده است. نتایج مطالعه آنها به مدیران این امکان را می­دهد، تا دریابند که بهبود در قابلیت اطمینان تقاضا چگونه بر کل زنجیره تامین تاثیر می­ گذارد. مثلا مدیران زنجیره تامین می­توانند بررسی کنند که تغییرات در ساختار پیش ­بینی تقاضا در زنجیره تامین، با روش­های مختلف کنترل موجودی، ممکن است به چه صورت در سودآوری کل سازمان تاثیر داشته باشد ( لمس و آشایری، ۲۰۰۶، ۵۵۰).
تین فو^[۱۶۰](۲۰۰۶) به مسئله توزیع محصول از m مبدا به n مقصد پرداخته­اند. در این بررسی به­ طور همزمان کمینه­کردن هزینه و زمان کل توزیع با توجه به محدودیت­های عرضه، تقاضا، فضای انبار و بودجه، هدف قرار داده شده است. در این شبکه تنها توزیع یک کالا مورد بررسی قرار می­گیرد و هدف مسئله تخصیص بهینه وسائل نقلیه برای حمل کالا از مبادی (کارخانه ها) به مقاصد (مراکز توزیع) می­باشد. هر منبع دارای ظرفیت عرضه محدود برای ارسال به مراکز توزیع مختلف بوده و همچنین هر مقصد نیز نسبت به میزان کالایی که از کارخانجات مختلف دریافت می­ کند، پیش ­بینی تقاضای خاص خود را دارد. عرضه کل برای هر منبع و همچنین پیش ­بینی تقاضا برای هر مرکز توزیع به دلیل عدم دسترسی به اطلاعات کامل و به هنگام در طول افق برنامه­ ریزی به صورت فازی در نظر گرفته می­ شود. در این تحقیق از برنامه­ ریزی فازی چندهدفه برای بهینه­سازی مسئله حمل و نقل در یک محیط فازی استفاده شده است (تین فو، ۲۰۰۶، ۱۳۰۳).
هلن^[۱۶۱] (۲۰۰۶) در تحقیق خود برنامه­ ریزی حمل و نقل مواد خام از محل برداشت به کارخانه، تولید محصول از آن و حمل از کارخانه به سمت مشتری از طریق ترمینال یا به صورت مستقیم و انتخاب سفارشات بالقوه و سطح آن در بین مشتریان را مدنظر قرار داده است. مسئله این تحقیق حداقل کردن هزینه­ های حمل، تولید و توزیع با در نظر گرفتن برآورد کردن تقاضای محصولات است. حدود ۲۰ نوع محصول در کارخانجات تولید می­ شود که هریک دارای ظرفیت مشخصی هستند. هر ترمینال دارای ظرفیت محدودی برای کالاهای رسیده است و سفارش کالا برای هر مشتری در یک محدوده مشخص قرار دارد و به صورت قرارداد فی مابین صورت می گیرد، بدین صورت که خریدار، قیمت و میزان تقاضای خود را ارائه نموده و شرکت در قبول یا رد آن مختار است. در این مسئله برای تصمیم ­گیری در مورد انعقاد یا عدم انعقاد قرارداد با مشتری از متغیرهای صفر و یک استفاده شده است. چنانچه سفارشی پذیرفته شود باید کاملا برآورده شود. دراین مقاله برنامه­ ریزی برای یکسال انجام گرفته است و مدل آن از نوع برنامه­ ریزی عدد صحیح مرکب می­باشد (هلن، ۲۰۰۶، ۲۵).
تنگ(۲۰۰۶) تحقیقی با عنوان” تصویر و دورنمایی از مدیریت ریسک زنجیره تأمین” را ارائه نموده است. دراین تحقیق مروری، وی مدل­های کمی مختلفی را برای مدیریت ریسک زنجیره تأمین بررسی نموده است. همچنین استراتژ­یهای مختلف مدیریت ریسک زنجیره تأمین موجود در ادبیات نظری همراه با کاربردهای عملی آن ارائه نموده است. در این مرور جامع به طور خاص موضوعات مختلفی از عدم اطمینان، مانند عدم اطمینان تقاضا، زمان تأمین نامطمئن، ظرفیت تأمین نامطمئن، هزینه تأمین نامطمئن، تقاضای نامطمئن، قیمت نامطمئن و استراتژی های استوار شامل ویژگی­های استراتژی­ های استوار، استراتژی­ های مدیریت تأمین استوار، استراتژی­ های مدیریت تقاضای استوار، استراتژی­ های مدیریت تولید استوار، استراتژ­ی­های مدیریت اطلاعات استوار مطرح می­گردد. به­ طور کلی نویسندگان نیت و هدف این مقاله را در سه بخش بیان می­ کنند: توسعه چارچوبی یکنواخت برای طبقه ­بندی مقالات مدیریت ریسک زنجیره تامین، ارائه رهنمودی عملی برای برخی محققین تا در مسیر تحقیقات آتی قرار بگیرند، و شکاف بین تئوری و عمل مشخص شود تا رهنمودی برای تحقیقات آتی باشد (تنگ، ۲۰۰۶، ۳۹).
لئونگ^[۱۶۲] و همکاران(۲۰۰۷)، در مقاله­ای با عنوان “یک مدل بهینه­سازی استوار برای مسأله برنامه­ ریزی تولید چند سایتی در یک محیط نامطمئن” به بهینه­سازی استوار در حوزه برنامه ریزی تولید در یک زنجیره تأمین پرداخته­اند. ایشان این تحقیق را برای مسأله برنامه­ ریزی تولید یک شرکت چندملیتی در هنگ کنگ انجام داده­اند. در این تحقیق یک مدل بهینه­سازی استوار برای حل مسأله برنامه­ ریزی تولید چندمکانی با داده ­های نامطمئن توسعه یافته است که تابع هدف، حداقل کردن هزینه کل شامل هزینه تولید، هزینه نیروی کار، هزینه موجودی و هزینه های مربوط به تغییر نیروی کار می­باشد. در این مدل با تنظیم کردن پارامترهای جریمه، مدیریت تولید می ­تواند یک استراتژی تولید میا­ن مدت که شامل برنامه بار تولید و سطح نیروی کار می­باشد را با لحاظ سناریوهای مختلف رشد اقتصادی تعیین نماید (لئونگ و همکاران، ۲۰۰۷، ۵۷۰).
لای^[۱۶۳] و همکاران(۲۰۰۷) در مقاله ای با عنوان “یک رویکرد تصادفی (استوکستیک^[۱۶۴]) برای بهینه­سازی درآمد شرکت­های خدماتی تخصصی” در حوزه مدیریت درآمد^[۱۶۵] ارائه نموده ­اند. هدف ایشان ساخت یک مدل بهینه­سازی استوار برای شرکت­های خدمات تخصصی در محیط نامطمئن است. این مدل از نوع برنامه­ ریزی تصادفی است که تصادفی بودن تقاضای ناشناخته را مد نظر قرار داده است. ایشان در این تحقیق از رویکرد بهینه­سازی استوار مبتنی بر سناریو استفاده نموده ­اند. ایشان مدل را یک بار برای مطالعه موردی در حالت تک سناریو (حالت قطعی) و یک بار هم برای حالت چند سناریو حل نموده ­اند. سپس در پایان با تنظیم پارامترλ (پارامتر توازن ریسک بین درآمد مورد انتظار و انحراف مورد انتظار از درآمد) و ω ( وزن جریمه برای انحراف از محدودیت­ها) توازن و مبادله بین استواری جواب و استواری مدل مدنظر قرار داده­اند (لای و همکاران، ۲۰۰۷، ۶۴۶).
تورنی^[۱۶۶](۲۰۰۷) روش هزینه­یابی محصول^[۱۶۷] را به عنوان روشی برای اندازه ­گیری هزینه و عملکرد فعالیتها تعریف می نماید. در این روش عمل هزینه­یابی از یک محصول کامل آغاز شده و به سمت اجزاء آن محصول ادامه می­یابد. این بدان معناست که تمامی فرآیندها و فعالیتهای انجام گرفته در طراحی، تدارک مواد، ساخت و مونتاژ اجزاء محصول در نظر گرفته می­شوند. بدین وسیله می­توان بهره­وری هر فعالیت را اندازه ­گیری کرد. عمده­ترین نقطه قوت این روش تمرکز بر اطلاعات درستی درباره هزینه صحیح محصولات، خدمات، فرآیندها، فعالیتها، کانالهای توزیع و غیره می باشد. با این حال مهمترین نقطه ضعف این روش تک بعدی بودن آن است. بدین صورت که جهت درک بهتر یک سازمان و زنجیره، این روش را باید با یکی از روش های دیگر به کار بریم تا بازدهی بهتری داشته باشد (تورنی، ۲۰۰۷، ۴۳).
پرسن و ارلدی^[۱۶۸](۲۰۰۷) متدولوژی مرجع عملیاتی زنجیره^[۱۶۹] و ابزار شبیه­سازی وقایع گسسته به منظور بررسی تاثیرات دینامیکی متغیرهای زنجیره را ادغام کردند. مدل مرجع عملیاتی زنجیره به صورت پایه عملکرد استاتیک زنجیره را مورد مطالعه قرار می­دهد و ترکیب آن با یک ابزار شبیه­سازی می ­تواند رفتار دینامیکی زنجیره را نشان دهد (پرسن و ارلدی، ۲۰۰۷، ۴۱).
هونگ مین^[۱۷۰] (۲۰۰۷) با بهره گرفتن از دیدگاه پویایی­های سیستم به مدل­سازی زنجیره تامین ساخت واحدهای مسکونی در بریتانیا می ­پردازد. در این تحقیق با مروری بر مسائل و متغیرهای تاثیر­گذار در این صنعت مدلی جهت شبیه­سازی و پیش ­بینی ساخت در این صنعت ارائه شده است. در این مدل سیاست­های قبلی صنعت مجدداً مهندسی شده ­اند و نشان داده شده است که فرایند حاکم بر آن یک فرایند غیر­خطی و پویا است ( هونگ مین ،۲۰۰۷، ۱۰).
کاپلان و نورتون^[۱۷۱](۱۹۹۰)، روش کارت امتیازی متوازن^[۱۷۲] را به عنوان ابزاری برای ارزیابی عملکرد شرکتها ارائه می­نمایند. در این روش عملکرد سازمان از چهار جنبه مالی، مشتری، فرآیندهای داخلی، رشد و یادگیری مورد ارزیابی قرار می­گیرد.کاپلان و نورتون معتقدند که با کسب اطلاع از این چهار جنبه، مشکل افزایش و انباشت اطلاعات از طریق محدود کردن شاخص­ های مورد استفاده از بین می­رود. همچنین مدیران مجبور خواهند شد تا تنها بر روی تعداد محدودی از شاخص­ های حیاتی و بحرانی تمرکز داشته باشند. کارت امتیازی متوازن شاخص­ های مالی را که نشان­دهنده نتایج فعالیت­های گذشته است در بر می­گیرد و علاوه بر آن با در نظر گرفتن شاخص­ های غیر مالی­که به عنوان پیش­نیازها و محرک عملکرد مالی آینده هستند، آنها را کامل می­ کند. کارت امتیازی متوازن یک عنصر کلیدی در سیستم مدیریت استراتژیک می­باشد که سازمان­ها برای تبدیل اهداف استراتژیک به شاخص­ های عملکردی به آنها نیاز دارند. گرچه روش کارت امتیازی متوازن در اصل برای شرکت­ها توسعه داده شده است، اما اخیراً تحقیقاتی برای توسعه کاربرد آن در سطح زنجیره تأمین نیز صورت گرفته است. در این راستا، اهداف استراتژیک زنجیره، عوامل بحرانی موفقیت، شاخص ­ها و برنامه ­های اجرایی باید برای تمام جنبه­ها در کل زنجیره تدوین شوند. از جمله نقاط قوت این مدل می­توان به استراتژی محور و عملیات محور بودن، برقراری ارتباط با تمامی مدل­های ارزیابی عملکرد و نیز سادگی کاربرد و قابل درک بودن آن برای تمام افراد سازمان اشاره نمود (راجات، ۲۰۰۷، ۳۴).
اوزبایراک^[۱۷۳] و همکاران(۲۰۰۷) بیان کردند که هدف اصلی در مدیریت زنجیره تامین بهینه کردن عملکرد زنجیره­ها است و بر این اساس چارچوبی را برای مدلسازی زنجیره تامین ارائه کردند. آنها مدلی پیشنهاد کردند که شامل چهارستون اصلی بود و برای سازمان­های با اندازه متوسط و پیچیدگی نرمال طراحی گردیده بود. آنها در طراحی مدل خود از دیدگاه پویایی­های سیستم استفاده کردند. هدف اصلی از مدلسازی این نوع از زنجیره تامین تولیدی دستیابی به یک دید صحیح از رفتارهای آن بود. همچنین آنها مدل مورد­نظر را به لحاظ عملکردی تحت هشت سناریو مورد ارزیابی قرار دادند و عملکرد متغیرهای اصلی زنجیره تامین از قبیل موجودی، سطوح کار در حال اجرا، سفارشات عقب افتاده و … تحت سناریوهای گوناگون مورد بررسی قرار دادند (اوزبایراک و همکاران، ۲۰۰۷، ۱۳۳۸).
پیدای^[۱۷۴](۲۰۰۸) در مقاله­ای تحت عنوان شبیه­سازی زنجیره تامین و تقاضا در صنعت مخابرات به مدل­سازی و شبیه­سازی زنجیره تامین در صنایع مخابراتی با بهره گرفتن از دیدگاه سیستم­های تخصصی چندنرخی پرداخته است. هدف از این تحقیق افزایش کارایی زنجیره، کاهش موجودی­، کاهش زمان­های تاخیر، کاهش هزینه­ها و کاهش زمان ارسال محصول به مشتریان می­باشد. در نهایت در این تحقیق از دیدگاه پویایی­های سیستم نیز جهت شبیه­سازی سیاست­ها استفاده شده است ( پیدای، ۲۰۰۸، ۴۱).
پولس^[۱۷۵](۲۰۰۸) از دیدگاه پویایی­های سیستم به منظور کنترل و یافتن مقدار بهینه سفارش در زنجیره تامین استفاده می­ کند. دلیل استفاده از متدلوژی پویایی­های سیستم در این تحقیق وجود متغیرها و عوامل متعدد در این فرایند می­باشد. بنابراین جهت مشاهده تجمیع اثرات این عوامل بر فرایند از دیدگاه فوق استفاده شده است (پولس، ۲۰۰۸، ۲۳۹).
پیتی^[۱۷۶] و همکاران(۲۰۰۸) در سطحی کلان‌تر اقدام به طراحی یک سیستم پشتیبانی تصمیم ­گیری برای زنجیره تامین پالایشگاه در کشور سنگاپورکردند و با بکارگیری شبیه­سازی دینامیکی تحت پنج سناریو گوناگون مدل شبیه­سازی خود را مورد آزمون قرار دادند. آنها با آزمون سیاست­ها و استراتژی­ های گوناگون توانستند به یک مدل پشتیبانی تصمیم ­گیری کارآ و مناسب با شرایط پالایشگاه دست یابند (پیتی و همکاران، ۲۰۰۸، ۱۱۸).
لیانگ^[۱۷۷] (۲۰۰۸) در تحقیقی با عنوان “تصمیم‌های برنامه‌ریزی تولید/ توزیع چندهدفه فازی با چند محصول و چند دوره زمانی در یک زنجیره تامین” یک مدل برنامه‌ریزی خطی چندهدفه فازی^[۱۷۸] با تابع عضویت خطی با قطعات خطی^[۱۷۹] برای حل یک مسأله تصمیم برنامه‌ریزی تولید- توزیع چند‌ دوره‌ای و چند‌ محصولی ارائه نموده که توابع هدف آن از نوع فازی هستند. مدل پیشنهادی چارچوبی سیستماتیک (نظام‌مند) که فرایند تصمیم‌گیری فازی را تسهیل ‌می­نماید، ارائه می‌کند و تصمیم‌گیرنده قادر است تا بطور تعاملی^[۱۸۰] هدایت جستجو را در طی رویه حل انجام داده و روش حل تعاملی با تصمیم‌گیرنده و راه‌حل رضایت‌بخش موردنظر تصمیم‌گیرنده را ارائه نماید. علاوه بر این در مدل مذکور در دو طبقه از هزینه‌ها، ارزش زمانی پول محاسبه می‌گردد که در کاربردهای عملی مسائل تولید/ توزیع در زنجیره عرضه قابل توجه می‌باشد. در این مقاله، در پایان مدل پیشنهادی با بهره گرفتن از داده‌های واقعی در محیطی نامطمئن مورد آزمون قرار می‌گیرد (لیانگ، ۲۰۰۸، ۶۷۶).
سلیم^[۱۸۱] و همکاران(۲۰۰۸) در تحقیقی با عنوان “برنامه‌ریزی تولید ـ توزیع همکارانه و مشترک^[۱۸۲] در زنجیره تامین: رویکرد برنامه‌ریزی آرمانی فازی” یک مدل برنامه‌ریزی تولید ـ توزیع آرمانی فازی را توسعه داده‌اند. به منظور انعکاس‌ مباحث برنامه‌ریزی همکارانه در مدل و ارائه ساختار مدل واقع گرایانه‌تر، سطوح آرمان‌های نادقیق تصمیم‌گیرنده برای اهداف با رویکرد برنامه‌ریزی آرمانی فازی مدل شده‌اند. به منظور بررسی کارایی روش‌های برنامه‌ریزی آرمانی فازی، مساله برنامه‌ریزی تولید ـ توزیع همکارانه در ساختارهای زنجیره تامین متفاوت یعنی متمرکز^[۱۸۳] و غیر متمرکز^[۱۸۴]، از یک مطالعه موردی استفاده شده است. نتایج محاسباتی مؤید اثربخشی رویکرد این تحقیق می‌باشد. در این مقاله ادعا می‌شود که برنامه‌ریزی آرمانی فازی^[۱۸۵] می‌تواند به طور اثربخشی در مسائل برنامه‌ریزی تولید- توزیع همکارانه، در هر دو ساختار متمرکز و غیرمتمرکز در زنجیره تامین مورد استفاده قرار گیرد (سلیم و همکاران، ۲۰۰۸، ۳۹۶).
سیاکیس و پاپا جوریگو(۲۰۰۸) در تحقیقی با عنوان “شبکه‌های زنجیره تامین توزیع و تخصیص تولید بهینه” به شکل‌گیری^[۱۸۶] بهینه یک شبکه تولید و توزیع با لحاظ محدودیت‌های مالی و عملیاتی پرداخته‌اند. محدودیت‌های عملیاتی شامل کیفیت، تولید، عرضه، تخصیص تولید و بالانس بار کاری^[۱۸۷] می‌باشد. محدودیت‌های مالی شامل هزینه‌های تولید، حمل و نقل، عوارض و مالیات برای جریان مواد در داخل شبکه با توجه به نرخ برابری ارز است. در این تحقیق بحث برون‌سپاری^[۱۸۸] تولید در شرایطی که سازمان قادر نیست تقاضای خود را برآورده سازد مد‌نظر قرارگرفته است. در این تحقیق یک مدل برنامه‌ریزی خطی عدد صحیح مختلط^[۱۸۹] به منظور توصیف مساله بهینه‌سازی این تحقیق مدنظر قرار گرفته است. مورد مطالعه این تحقیق یک واحد تولیدکننده محصولات شیمیایی است (سیاکیس و پاپا جوریگو، ۲۰۰۸، ۳۸).
چان^[۱۹۰] و همکاران(۲۰۰۸) در تحقیقی تحت عنوان “یک الگوریتم ژنتیک دورگه (دو زبانه) برای تولید و توزیع” بیان می‌دارند مسائل زنجیره تأمین معمولاً از نوع مسائل تصمیم‌گیری چند‌معیاره می‌باشد. برای نمونه معیارها شامل هزینه‌های عملیاتی، سطح خدمت و بهره‌برداری (بکارگیری) منابع و… می‌باشد. در این تحقیق به منظور ساماندهی این معیارها از فرایند تحلیل سلسله مراتبی^[۱۹۱] استفاده شده است. این تکنیک روشی سیستماتیک و منظم را برای تصمیم‌گیرنده فراهم می‌کند تا اوزانی را برای معیارها تخصیص دهد و آنها را به هم مرتبط نماید. علاوه براین از الگوریتم ژنتیک به منظور تخصیص میزان تولید به کارخانجات مناسب مدنظر قرار می‌گیرد. در این تحقیق عملگرهای ژنتیک به کار گرفته شده در راستای بهبود الگوریتم ژنتیک معرفی و مورد بحث قرار گرفته‌اند. در نهایت مسأله توزیع- تولید مفروض توسط الگوریتم پیشنهادی حل شده است. نتایج الگوریتم بهینه‌سازی پیشنهادی نشان از قابلیت اتکا و استواری مدل دارد (چان و همکاران، ۲۰۰۸، ۳۴۵).
وان لاندم و وانماله^[۱۹۲](۲۰۰۸) در تحقیقی با عنوان ­"برنامه­ ریزی استوار: پارادایمی جدید برای برنامه­ ریزی زنجیره تقاضا"­ یک روش برنامه­ ریزی استوار مبتنی بر شبیه­سازی مونت­کارلو را به عنوان پارادیمی جدید در برنامه­ ریزی زنجیره تقاضا نام می­برد. ایشان در این تحقیق به شدت بر اهمیت فضای عدم اطمینان حاکم بر زنجیره عرضه و مدیریت آن تأکید نموده اند و بیان می دارند که مد­لها و روش­های ارائه شده در شرایط قطعی برای برنامه­ ریزی زنجیره تأمین، دیگر جوابگوی فضای عدم اطمینان حاکم نبوده و کارا نمی ­باشد، لذا باید برنامه­ ریزی زنجیره منطبق با فضای عدم اطمینان صورت پذیرد. ایشان همچنین اشاره جامعی بر منابع عدم اطمینان می­نمایند (وان لاندم و وانماله، ۲۰۰۸، ۱۷۱۱).
آزارون^[۱۹۳] و همکاران(۲۰۰۸) در مقاله­ای با عنوان “یک روش برنامه­ ریزی احتمالی چندهدفه^[۱۹۴] برای طراحی زنجیره تأمین با لحاظ ریسک “یک روش برنامه­ ریزی احتمالی چندهدفه احتمالی برای طراحی زنجیره تأمین در شرایط عدم­اطمینان توسعه داده­اند. تقاضا، هزینه تأمین، پردازش، حمل و نقل، کمبود و هزینه­ های توسعه ظرفیت، همگی به عنوان پارامترهای نامطمئن لحاظ شده ­اند. به منظور توسعه یک مدل استوار، دو تابع هدف اضافی به مسأله طراحی زنجیره تأمین جامع سنتی اضافه شده است. بنابراین مدل چندهدفه شامل: حداقل کردن مجموع هزینه­ های سرمایه­ای فعلی و هزینه­ های گسترش ظرفیت، کمبود، حمل و نقل و پردازش، حداقل کردن واریانس از هزینه کل، حداقل کردن ریسک مالی یا احتمال برآورده نشدن بودجه تعیین­شده می­باشد (آزارون و همکاران، ۲۰۰۸، ۱۲۹).
چای^[۱۹۵] و همکاران(۲۰۰۹) در ادامه مباحث کلان سیاست­گذاری، پویایی­های صنعت گاز در کشور انگلستان را بررسی کردند و با به­ کارگیری متدولوژی پویایی­های سیستم آن را مدل­سازی کردند. سپس از طریق تجزیه و تحلیل سیاستی و استراتژیکی، در مورد سیاست انرژی گاز کشور انگلستان در بلند­مدت پیش ­بینی­های لازم را انجام دادند (چای و همکاران، ۲۰۰۹، ۳۸).
مانام^[۱۹۶] و همکاران(۲۰۰۹) مدلی برای طراحی شبکه ­های لجستیک با محصولات چندگانه ارائه کرده ­اند. آنها در مطالعه خود ابتدا از یک مدل برنامه­ ریزی عدد صحیح مرکب به منظور تخمین ساختار شبکه استفاده کرده و سپس براساس خروجی این مدل، مدلی برای برنامه­ ریزی موجودی محصولات چندگانه به منظورتصمیم­گیری درباره اندازه و فراوانی سفارش هر محصول در هر گروه از شبکه لجستیک توسعه داده­اند. درمرحله بعد مدلی به منظور تعیین کوتاه­ترین مسیر حمل کالا طراحی گردیده است. تابع هدف در مدل برنامه­ ریزی عدد صحیح شامل کاهش هزینه کل می­باشد و این هزینه عبارت است از هزینه تحویل کالا از کارخانه به عمده­فروش، هزینه ثابت و متغیر انبارداری در عمده­فروش و هزینه تحویل کالا از عمده­فروش به خرده­فروش. در این مدل محدودیت­ها عبارتند از محدودیت تقاضا، محدودیت ظرفیت تولید در کارخانه، محدودیت جریان مواد و همچنین برآورده شدن کامل تقاضای مشتریان. مدل برنامه­ ریزی عدد صحیح مرکب ارائه شده در این تحقیق شمای کلی مدل­سازی در یک زنجیره تأمین را نشان می­دهد. (مانام و همکاران، ۲۰۰۹، ۱۵۳۵)
چونگ^[۱۹۷] و همکاران(۲۰۰۹) در تحقیقی با عنوان “طراحی سیستم زنجیره تأمین آب قابل اتکا در شرایط عدم اطمینان” بیان می­دارند که با لحاظ تغییرپذیری طبیعی و عدم اطمینان­ها در پیشگویی بلند مدت، قابلیت اتکا (اعتماد) عاملی مهم و حیاتی برای سیستم­های تأمین آب می­باشد. به منظور مدیریت عدم اطمینان­های مرتبط با عرضه و تقاضای آب از روش بهینه­سازی استوار برتسیمس استفاده شده است. هدف بهینه­سازی استوار، یافتن جوابی است که در شرایط وجود داده ­های نامطمئن، موجه باقی بماند. نویسندگان بر این اعتقاد هستند که در روش برتسیمس با تغییر درجه محافظه ­کاری، تصمیم­گیرنده می ­تواند توازن بین قابلیت اعتماد و هزینه را درک کند. به عبارتی تغییر درجه (میزان) محافظه ­کاری مرتبط با احتمال نقض محدودیت می­­شود و یا به عبارتی افزایش سطح محافظه کاری (و یا قابلیت اعتماد و اطمینان) موجب افزایش هزینه کل می­ شود (چونگ و همکاران، ۲۰۰۹، ۴۴۹).
لای و زابنیسکی(۲۰۰۹) در مقاله­ای با عنوان “ترکیب عدم اطمینان با یک مسأله انتخاب تأمین­کننده” به بحث انتخاب تأمین­کننده استوار با رویکرد برنامه­ ریزی احتمالی پرداخته است. ایشان بیان می­دارند که انتخاب تأمین­کننده یک تصمیم استراتژیک مهم در حوزه طراحی زنجیره تأمین می­باشد. ترکیب و اتصال عدم اطمینان تقاضا و ظرفیت با مدل­های بهینه­سازی منجر به انتخاب استوار تأمین­کنندگان می­ شود. مدل برنامه­ ریزی احتمالی دومرحله ای در این تحقیق مبتنی بر سناریو بوده و از ضرایب جریمه استفاده می­ کند. هر دو مدلسازی (فرموله بندی) یک برنامه خطی عدد صحیح مختلط را توسعه داده و تصویر کامل­تری از توازن بین هزینه، قابلیت اطمینان و فاکتورهای دیگر ارائه می­ کنند. در این تحقیق جوا­بهای بهینه پاره­­تو برای یک مسأله نمونه به منظور نشان دادن مزیتهای مدل­های SP و CCP از تکنیک های برنامه­ ریزی چند پارامتری در راستای تحلیل­های بهتر و کامل­تر استفاده می­ شود. به­ طور خلاصه منابع عدم­اطمینان در این تحقیق شامل تقاضا و ظرفیت تأمین­کنندگان می­باشد (لای و زابنیسکی، ۲۰۰۹، ۳۱۸).

شاخص برازندگی تطبیقی (CFI)

۹/۰ و بالاتر

۹۵/۰

ریشه دوم برآورد واریانس خطای تقریب، RMSEA

کمتر از ۱/۰

۰۸۶/۰

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.
برای ارزیابی قدرت مدل اندازه گیری تحقیق از روش تحلیل قدرت با توجه به حجم نمونه مورد مطالعه استفاده شده است که نشان می دهد در حجم حاضر و بر اساس مقادیر برآورد شده مقدار ۹۹۱/۰ حاصل شده که نشان می­دهد مدل تحلیل عاملی یا همان مدل اندازه گیری متغیر صفت های مکنون تحقیق قابل اتکاء و یافته های آن قابل تفسیر هستند. مقدار محاسبه شده نشان می دهد تعداد نمونه برای اندزه گیری مفاهیم مرتبط کافی بوده است و خطای دوم کنترل شده است.

نمودار ۴-۶ نمودار تحیل قدرت مدل اندازه گیری تحلیل عاملی تائیدی
نتایج مدل های اندازه گیری نشان می دهند در سطح کلی نیز مدل های برازش یافته را می توان با یکدیگر ترکیب نمود و از آنها برای بررسی روایی تشخیصی استفاده نمود (مدل ۴-۹).

مدل ۴-۹ مدل کلی تحلیل عاملی تائیدی
علاوه بر روایی سازه که برای بررسی اهمیت نشانگر های انتخاب شده برای اندازه گیری سازه ها به کار می رود، روایی تشخیصی^[۱۳۵] نیز در تحقیق حاضر مورد نظر است به این معنا که نشانگر های هر سازه در نهایت تفکیک مناسبی را به لحاظ اندازه گیری نسب به سازه های دیگر مدل فراهم آورند. به عبارت ساده تر هر نشانگر فقط سازه خود را اندازه گیری کند و ترکیب آنها به گونه ای باشد که تمام سازه های به خوبی از یکدیگر تفکیک شوند. با کمک شاخص میانگین واریانس استخراج شده مشخص شد که تمام سازه های مورد مطالعه دارای میانگین واریانس استخراج شده(AVE^[136])، بالاتر از ۵/۰ هستند که این ضرایب در جدول ۴-۱۵ نشان داده شده است.
جدول ۴-۱۵ بررسی مقادیر میانگین واریانس استخراج شده

مقیاس(سازه)

میانگین ورایانس استخراج شده(AVE)

سطح قابل قبول

تهیج طلبی

۶۸۷/۰

۵/۰

ادراک زمان

۷۰۶/۰

۵/۰

خستگی صنعتی

۷۲۴/۰

۵/۰