Document Type : Original Article
Authors
1 Economics, Faculty of Administrative Sciences and Ferdowsi University of Economics, Master of Economics, Samen District, Mashhad, Iran
2 Economy, Faculty of Economics & Administrative sciences, Ferdowsi university of Mashhadorganization: Economic deputy of the Municipality of Samen district, Mashhad, Iran,
3 Department of art , International university of Imam Reza, Financial and Administrative Manager of the Municipality of Samen district, Mashhad, Iran
Abstract
Keywords
مقدمه
بافتهای فرسودة شهری، جزء محلات و سکونتگاههای متروکه و ناکارآمد به شمار میروند که بهدلیل موقعیت مناسب و دسترسی به امکانات شهری (واقعشدن در هستة مرکزی شهرها) و بهرهمندی از زیرساختها و امکانات شهری، قابلیت تعریف طرحها و پروژههای سودآوری را دارند؛ مشروط بر اینکه مشارکت مردم بهویژه مالکان و ساکنان اینگونه بافتها در آن لحاظ شود؛ همچنین سرمایههای سرگردان بهمنظور تولید مسکن و شهرسازی صحیح و اصولی به کار گرفته شود و عواید آن به صاحبان و مالکان پلاکهای موجود در بافت فرسوده و سرمایهگذاران خرد و کلان تعلق یابد (جهانی، 1387: 12).
متاسفأنه در دیدگاه متولیان امر نوسازی و بهسازی بافتهای فرسوده، اهمیت مشارکت مردم در بافت بهعنوان تنها راه انجام موفق طرحهای نوسازی نهادینه نشده است؛ درحالیکه حتی حاشیهایترین گروههای اجتماعی موجود در بافت نیز میتوانند نقش مثبتی در نوسازی به عهده بگیرند (Magin, 2004: 35). هماکنون در نگاه مجریان، بهترین و سریعترین راه نوسازی شهر در عمل تملک و بیرونراندن مالکین اصلی است. مردم از تملک ناراضیاند و قوانین نیز به نفع بخش عمومی است (سعیدی رضوانی و نوریان، 1388: 105). در پروژههایی که تلاش میکنند به شیوة مشارکتی نوسازی شهری را انجام دهند، تجربیات قبلی و انتقال تجربههای دیگران به بیاعتمادی شهروندان منجر میشود؛ بهگونهایکه ترجیح میدهند تعاملهای خود با مجریان برنامههای نوسازی را به حداقل برسانند.
با توجه به این پیشزمینه گفتنی است یکی از مهمترین بافتهای فرسودة کشور، بافت فرسوده پیرامون حرم مطهر حضرت رضا (ع) است. وجود نارساییهای بسیار در این بافت، ازجمله فرسودگی، ریزدانگی، نفوذناپذیری و بسیاری از معضلات اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی ایجاب کرد تا طرح عظیم نوسازی و بهسازی بافت مذکور با وسعتی حدود 366 هکتار از سال 1371 آغاز شود و تاکنون ادامه داشته باشد. بررسیها در خصوص علت کندی اجرای طرح نشان میدهند یکی از مهمترین چالشهای پیش روی سازمان مجری طرح، مشارکتنکردن و مقاومت خانوارهای محلی است که عمدتاً خود را ازطریق نهادهای ریشهدار محلی مانند مساجد، پایگاههای بسیج، هیئتهای محلی و همچنین ذینفعان تخصصی مانند بنگاههای معاملات ملکی، بسازبفروشها نشان میدهند (مؤسسه مطالعات مبین، 1393). سازمان مجری طرح نوسازی و بهسازی با اطلاع از اهمیت مشارکت ساکنان و مالکان در نوسازی بافت و تحقق اهداف طرح، تاکنون شیوههای انگیزشی گوناگونی را برای مشارکت آنها ارائه کرده که بهدلیل عدم شکلگیری کنشهای جمعی میان مالکان و ساکنان و تمایلنداشتن آنها به نتیجه نرسیده است.
با توجه به آنچه گفته شد، شناخت عوامل مؤثر بر میزان مشارکت ساکنان و مالکان در تأمین مالی کاربری مسکونی (ازلحاظ تجمیع یا تملک) میتواند علاوه بر کاهش هزینههای برنامهریزی بافت، موجبات تسریع در نوسازی و بهسازی بافت را فراهم کند؛ بنابراین، سؤال اصلی مطالعه این است که عوامل مؤثر بر مشارکت مالکان و ساکنان و میزان و نحوة اثرگذاری هر عامل چگونه است.
برای پاسخ به سؤال تحقیق، علاوه بر بهرهگیری از روشهای پیمایشی همچون مصاحبه و پرسشنامه، از روشهای آماری رگرسیون چندمتغیره و مدل تحلیل مسیر برای بررسی و تحلیل نتایج استفاده شده است. مطالعة حاضر شامل پنج بخش است. پس از مقدمه، بخش دوم، ادبیات تحقیق و مبانی نظری را ارائه میدهد. در بخش سوم، روششناسی تحقیق و معرفی متغیرها و بخش چهارم نتایج ارائه میشوند. بخش پنجم نیز به نتیجهگیری و ارائه پیشنهادهای سیاستی اختصاص دارد.
ادبیات تحقیق
مبانی نظری
واژة مشارکت[1] از حیث لغت به معنای درگیری و تجمع برای منظور خاص است (علویتبار، 1379: 63)؛ بحثهای فراوانی دربارة معنای اصطلاحی مشارکت شده است. از دیدگاه آلموند[2] و پاول[3] فعالیتهای مشارکتجویانه فعالیتهایی است که شهروند معمولی میکوشد از راه آنها بر سیاستگذاری اعمال نفوذ کند؛ بدین صورت، الگوهای مشارکت در سه دستة نوع مشارکت (مشارکت در تصمیمگیری، در تأمین مالی هزینههای انجام طرح و در تأمین نیروی انسانی)، زمینة مشارکت (فعالیتهای عمرانی، نظارتی و رفاهی) و ساماندهی مشارکت (تشکلهای خودجوش و تشکلهای رسمی) طبقهبندی میشوند. پیتر اوکلی و مارسدن[4] (1989) معتقدند مشارکت در مفهوم گسترده به معنی برانگیختن حساسیت مردم، افزایش درک و توان مردم بهمنظور پاسخگویی به طرحهای توسعه و نیز به مفهوم تشویق ابتکارات محلی است. گالت[5] (1995)، مشارکت مردمی را بهعنوان جزء حیاتی استراتژیهای توسعه و واجد سه عملکرد عمده میداند؛ از دیدگاه او مشارکت اجتماعی، نخست، نحوة برخورد غیرابزاری دولت با مردم و احساس ارزشمندی را تضمین میکند؛ دوم، مشارکت وسیلة ارزشمندی برای بسیج، سازماندهی و تعالیبخشیدن به فعالیتها توسط مردم به شمار میرود و حلال اصلی مشکلات در شرایط اجتماعیاند. همچنین، مشارکت مانند کانالی عمل میکند که گروهها و جوامع محلی میتوانند از طریق آن به عرصههای کلان و بزرگتر تصمیمگیری دسترسی پیدا کنند. از دیدگاه گالت (1995)، بدون مشارکت، تدبیرهای توسعه غیرمردمی و بینتیجه خواهد بود (نیازی، 1385: 130).
بافتهای فرسودة شهری، ازجمله ساختوسازهای ناموزون شهریاند که بهدلیل قدمتشان و نیز وجود پدیدههای مهاجرت، فقر، آلودگی زیستمحیطی و بعضی دیگر از مسائل اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی همواره بهعنوان یکی از اساسیترین مشکلات شهری، بهویژه در کلانشهرها مطرح بودهاند و مداخلة دولتها را ایجاب میکردهاند. یکی از جدیدترین مداخلات بخش عمومی در شهرها مجموعه فعالیتهایی است که با عنوان نوسازی شهری شناخته میشوند. این فعالیتها در برگیرندة مجموعهای از دیدگاهها و کنشها هستند که به حل مشکلات شهری میانجامند و بهبود پایدار در زمینههای اقتصادی، فیزیکی، اجتماعی، محیطی و ... برای جامعه به دنبال دارد (Roberts, 2000: 21). بهمنظور بیان فرایند تکامل رویکردهای نوسازی باید اذعان داشت با شروع بازسازیهای پس از جنگ، تخریب و نوسازیهای گسترده بر پایة دیدگاههای مدرنیستی دهههای 50 و 60 میلادی انجام شدند. این فرایند تکامل اندیشه، با توجه به مسائل اجتماعی اواخر دهة 60 و باززندهسازی2 و نوسازی3 دهة 70 و درنهایت، توسعة مبتنی بر املاک و مستغلات دهة 80 ادامه یافت (بحرینی و همکاران، 1392: 18). از اواخر دهة 70 و اوایل دهة80 میلادی بازآفرینی شهری[6] بهعنوان یکی از سیاستهای اصلی دولتهای اروپای غربی و آمریکای شمالی در مواجه با مسائل و مشکلات مناطق شهری شایان توجه قرار گرفته است. در این رویکرد، سیاستهای متعددی در رویارویی با مسئله افت کیفیت محیطی، منزلت اجتماعی و سرزندگی اقتصادی شهرها مطرح شده و برنامههای گوناگونی در این خصوص به اجرا درآمدهاند. در سالهای اخیر با مطرحشدن موضوع پایداری و توسعة پایدار و رویکرد بازآفرینی شهری پایدار عرصة جدیدی در ادبیات جهانی مطرح شده است (روشنعلی و عندلیب، 1397: 96).
امروزه در تمام جوامع، دخالتدادن شهروندان در امور همواره مطلوب شمرده میشود و روشن شده است توسعة پایدار به مشارکت محلی در انجام اقدامات اصلاحی در شهر نیاز دارد (Pag, 2005). درواقع یکی از مشکلات طرحهای بهسازی و نوسازی بافتهای قدیمی و فرسوده، مشارکتناپذیری و ناچیزانگاشتن نقش مالکان املاک چنین بافتهایی در فرایند تجدید حیات است که آسیبهای اجتماعی و تأخیر در اجرای این طرحها و تحققنیافتن اهداف آنها در افق زمانی پیشبینیشده را سبب میشود )احدنژاد و همکاران، 1391: 103). بنابراین، نوسازی و بهسازی بافت فرسوده بهعنوان راهکار مناسب برای ارتقای کیفی بافت فقط با مشارکت مردم ومسئولان امکانپذیر است.
در خصوص بررسی عوامل مؤثر بر مشارکت مردم در بازآفرینی بافتهای فرسودة شهری تاکنون مطالعاتی بهصورت موضوعی در شاخصههای مختلف (جغرافیای انسانی، روانشناسی، جامعشناسی و غیره) انجام شده که از جامعیت لازم برخوردار نبوده است و رویکرد بخشی به مشارکت داشتهاند؛ برای مثال، نظریات مارکس وبر[7] و زیمل[8] در بررسی بیگانگی انسانها نسبت به دستساختههایشان و احساس بیقدرتی آنان در مقابل نهاد خارج از خود (شهرداری) درخور توجه است که مشارکت را تابع این عوامل دانستهاند. متغیر دیگر در این زمینه، ارزیابی هزینه - فایدة مشارکت است که هومنز مطرح میکند. او معتقد است انسان همواره میکوشد رفتارهای منتهیشونده به پاداش را در کنشهای متقابل (مشارکت) جستجو کند (هاشمیان و همکاران، 1390: 178).
در حوزة جامعهشناسی نیز از اثربخشی متغیرهایی نظیر عضویت انجمنی، اعتماد اجتماعی و پایگاه اجتماعی بر مشارکت مردم نام برده شده است. سیلز[9] و وینر و تورن[10]، عضویت انجمنی افراد را مهمترین عامل مؤثر بر مشارکت قلمداد میکنند. برخی دیگر از جامعهشناسان نظیر لیپست[11] (1963)، متغیر اعتماد اجتماعی را بهعنوان عامل اثرگذار بر مشارکت شهروندی بررسی کردهاند. در تحقیقات دیگری نیز همانند مونتالوو[12] (2008) و کلی و دنیس[13] (2008)، از متغیرهایی همچون نوع مالکیت مسکن، احساس قدرت یا بیقدرتی، اعتماد اجتماعی، رضایت از مدیریت شهری و پایگاه اجتماعی - اقتصادی نام برده شده است که بر میزان مشارکت شهروندان اثرگذارند.
کولین[14]، جامعهشناس توسعهگرا، توسعه را برآمده از ساختار اجتماع میداند. او بر آمادگی ذهنی و وجود انگیزههای شخصی برای تحقق مشارکت و توسعه تأکید میکند. به عبارتی، مشارکت پیش از آنکه نمود عینی بیابد، پدیدهای ذهنی است که باید آن را در افکار، عقاید، رفتار و فرهنگ مردم جستجو کرد. برای درونیسازی فرهنگ مشارکت، باید بسیاری از قالبهای پیشساختة ذهنی را دگرگون کرد که این امر بدون کار فرهنگی میسر نمیشود (وطنی، 1386: 105). به اعتقاد پاتنام[15] (2001) برای افزایش مشارکت مدنی باید اعتماد اجتماعی در میان افراد جامعه افزایش یابد. ازنظر او، اعتماد از عناصر ضروری برای تقویت همکاری و حاصل پیشبینیپذیری رفتار دیگران است که در یک جامعة کوچک ازطریق آشنایی نزدیک با دیگران حاصل میشود؛ اما در جوامع بزرگتر وپیچیدهتر، اعتماد غیرشخصیتر یا شکل غیرمستقیمی از اعتماد ضرورت مییابد. پاتنام در خصوص شعاع اعتماد، به دو نوع اعتماد شخصی و اجتماعی اشاره دارد. به نظر او، این نوع اعتماد، شعاع اعتماد را از فهرست کسانی که شخصاً میشناسیم، فراتر میبرد و موجب همکاری گستردهتر در سطح جامعه میشود. پاتنام افزایش مشارکت مدنی و گسترش شبکههای اجتماعی را از سازوکارهای تبدیل اعتماد شخصی یا خاص به اعتماد اجتماعی یا تعمیمیافته معرفی میکند. به عقیدة او، اعتماد اجتماعی به همان اندازه که نگرشی شخصی است، دارایی ضروری اجتماعی نیز به شمار میرود (پاتنام، 2001).
به باور برخی از محققان، احساس تعلق اجتماعی را یک کاتالیزور برای مشارکت اجتماعی و مشارکت در جامعه میتوان در نظر گرفت؛ برای مثال، چاوز و وندرسمن[16] (1990)، دیویدسون و کاتر[17] (1986)، پرکینز و همکاران[18] (1990) و هاگی و همکاران[19] (1999) معتقدند مشارکت در جامعه به جوانان فرصت بسط روابط اجتماعی با افراد غیر از خانواده و همسالان را در موقعیتهای مختلف اجتماعی میدهد و به آنها کمک میکند درک درستی نسبت به خود و دیگران بیابند و از این طریق، هویت اجتماعی خود را تقویت کنند.
پیشینة تحقیق
یافتههای مطالعاتی لیپست[20] (1963) در کشورهای مختلف نشان میدهند بهطور کلی مشارکت در میان افراد برخوردار از تعلیم و تربیت بهتر، اعضای گروههای شغلی و درآمدهای بالاتر، سنین متوسط، گروههای مذهبی و نژادی مسلط، مردان در مقابل زنان، ساکنان یک محل، شهرنشینان و اعضای انجمنها و مؤسسات اداری، گرایش به فزونی دارد؛ با وجود این، اثر چنین متغیرهایی بر مشارکت قطعی نیست. ازاینرو، تعلیم و تربیت و مشارکت، از همبستگی زیاد و چشمگیری برخوردارند؛ زیرا تعلیم و تربیت حس وظیفة شهروندی، شایستگی، علاقه و مسئولیت سیاسی را افزایش میدهد و موجب افزایش ویژگیهای شخصیتی نظیر اعتماد به نفس، احساس برتری، نظم و تشکل فکری میشود. همچنین، کسانی که از تعلیم و تربیت بیشتری برخوردارند، توانایی بهتر و بیشتری برای انتقال دانش سیاسی خود به فرزندانشان دارند و بدین ترتیب، رابطة بین تعلیم و تربیت و مشارکت را تداوم میبخشند.
لوئیز[21] (2005) تأثیر مشارکت بخش خصوصی را در رشد اقتصادی شهر در برزیل بررسی کرده است و باور دارد که این رابطه دو طرفه است؛ بهطوریکه نه تنها مشارکت بخش خصوصی در تأمین مالی شهری موجب رشد اقتصادی شهر میشود، بلکه رشد اقتصادی در دورة بعد باعث افزایش مشارکت عمومی خصوصی خواهد شد.
چو و همکاران[22] (2008) در کشور تایوان تحقیقی با عنوان «مشارکت اجتماعی و رضایت از زندگی با رویکرد سرمایة اجتماعی جوانی» انجام دادهاند. در این تحقیق از نظریة سرمایة اجتماعی برای کشف روابط علی و معلولی بین اعتماد و کنش متقابل اجتماعی و مشارکت اجتماعی با یکدیگر و با کنش متقابل خانوادگی رضایت از زندگی استفاده شده است. نتایج تحقیق نشان دادند کنش متقابل مطلوب در خانواده در اعتماد اجتماعی سطح بالا اثر دارد. شناخت اعتماد اجتماعی بالا منجر به برخورداری از شبکة اجتماعی مطلوب میشود. همچنین، اعتماد اجتماعی بالا، مشارکت اجتماعی را افزایش میدهد. کنش متقابل اجتماعی مطلوب در خانواده، بر رضایت از زندگی میافزاید و شبکة اجتماعی مطلوب، رضایت از زندگی را ارتقا میدهد. درنهایت، مشارکت اجتماعی، افراد را به رضایت از زندگی ترغیب میکند.
آلبرت و دیگران[23] (2010) با انجام پیمایشی، موانع اصلی اجرای موفق مشارکت عمومی خصوصی در پکن و هنگکنگ را بررسی کردهاند. براساس یافتههای تحقیق، سه مانع «تأخیر زیاد در روند مذاکرات»، «نبود تجربه و مهارت کافی» و «تأخیرات زیاد بهدلیل مناقشات و مباحث سیاسی» بهترتیب موانع اصلی توسعة مشارکت در پکن بوده که مورد اول و سوم در هنگکنگ نیز صادق بودهاند.
قینگون خو و همکاران[24] (2010) در پژوهشی با موضوع «احساس تعلق اجتماعی، همسایگی و سرمایة اجتماعی بهعنوان عوامل پیشبینیکنندة مشارکت سیاسی محلی در چین»، حالت احساس تعلق اجتماعی، رفتار همسایگی و سرمایة اجتماعی در مردم جمهوری چین و توانایی این عوامل در پیشبینی مشارکت سیاسی محلی در شکل رأیدادن ساکنان شهر در انتخابات و روستاییان در کمیتة روستایی را بررسی کردند. نتایج نشان میدهند ساکنان متأهل، پیر، روستایی و افرادی که تحصیلات ابتدایی یا دبیرستان و پایگاه اجتماعی- اقتصادی مشاهدهشدة بالاتری داشتهاند، رفتار مشارکتی بیشتری نشان دادهاند.
وانگ و همکاران[25] (2016) مطالعة خود را با هدف ارائة یک مدل تصمیمگیری گروهی (مشارکت عمومی) برای بازسازی شهری براساس توسعة پایدارشده انجام دادهاند. نتایج نشان دادند عوامل اقتصاد شهری، سود عمومی، حفاظت از تاریخ، فرهنگ و میراث فرهنگی و مشارکت مدنی دارای رابطهای مثبت و عوامل زیستمحیطی دارای ارتباط منفی با متغیر مشارکت در بازسازی شهری است.
لاروسا و همکاران[26] (2017) در مطالعهای با موضوع «ارزیابی منافع برنامههای بازآفرینی شهری در بافتهای فرسودة شهر ایتالیا»، نتیجه میگیرند دسترسی به خدمات شهری، وجود مؤلفههای هویت محلهای، عوامل فردی، ساختارها و بسترهای سازمانی، تعلقخاطر بین ساکنان محله، تقویت ارزشهای قومی و فرهنگی، اعتمادسازی بین مردم و ایجاد ضمانت ازسوی دولت و افزایش سرانة خدمات شهری از مهمترین عوامل مؤثر در مشارکت مردم محله است.
حسینی و همکاران[27] (2017) در مطالعهای با هدف بررسی استراتژیهای نوسازی و مشارکت همسایگان در مناطق شهری فرسوده ( لالهزار تهران)، نشان دادند ظرفیت مشارکت بین افراد مطالعهشده به عوامل مالی، فکری، جسمی و ابزاری بستگی داشته است. همچنین، در این مطالعه نشان داده شد بین ظرفیت مشارکت و قصد مشارکت در بازسازی بافتهایی با ارزش تاریخی و فرهنگی در سطح 99% اطمینان رابطة معنیداری وجود دارد.
مروتی (1390) در پژوهشی با موضوع «بررسی عوامل اجتماعی مؤثر بر تمایل ساکنان بافتهای فرسوده به نوسازی»، رابطة عواملی همچون میزان وضعیت اعتماد به همسایگان، همکاری ساکنان در امور جمعی، تعلقخاطر به محله و علاقه به آپارتماننشینی بر میزان تمایل ساکنان به نوسازی را تحلیل کرده است. نتایج مطالعة او وجود رابطة معنیدار بین عوامل ذکرشده را تأیید میکنند.
زیاری و همکاران (1392) میزان مشارکت شهروندان در مدیریت شهری را براساس الگوی حکمرانی خوب شهری در شهر یاسوج سنجیدهاند. در این مطالعه متغیر حکمرانی شهری (شفافیت و پاسخگویی، عدالت اجتماعی، آگاهی شهروندی، اعتماد اجتماعی و کارآیی و اثربخشی) بهعنوان متغیرهای مستقل و متغیر مشارکت شهروندان بهعنوان متغیر وابسته در نظر گرفته شده است. آنها با استفاده از روش پرسشنامه و حجم نمونهای از 320 شهروند نتیجه گرفتند در بعد ذهنی، تمایل شهروندان به مشارکت در مدیریت شهری بالاست؛ اما در بعد عینی، مشارکت شهروندان از سطح حداقلی پیروی میکند و بین معیارهای حکمرانی و متغیر وابستة مشارکت شهروندان در مدیریت شهری ارتباط معناداری وجود دارد.
اسماعیلزاده و همکاران (1393)، عوامل مؤثر بر مشارکت در ساماندهی بافتهای فرسودة شهری در محدودة دولتخواه جنوبی تهران را با استفاده از مدل تحلیل رگرسیون و تحلیل مسیر بررسی کردند. متغیرهای بررسیشده شامل متغیرهای اجتماعی، روانشناختی اقتصادی و کیفیت محتوای پروژه است. نتایج این تحقیق نشان دادند متغیرهای اقتصادی و روانشناختی بهطور مستقیم و متغیرهای اجتماعی و کیفیت محتوای پروژه بهصورت غیرمستقیم بر میزان مشارکت مردم محلی در ساماندهی بافت فرسوده تأثیر دارند.
کاشف حقیقی و همکاران (1393) نیز مقالهای با موضوع «شناسایی روشهای تأمین مالی در مدیریت پروژههای نوسازی بافت فرسودة شهری» انجام دادند. پروژههای انتخابشده در این پژوهش با کاربری غالب مسـکونیاند کـه بهطور متمرکز بهوسیلة سازمان نوسازی شهر تهران با هدف تأمین کسری سرانه و واحد معـوض امـلاک بافـت فرسـوده بـهمنظـور تسهیل تملک و ایجاد زیرساختهای نوسازی اجرا میشوند. آنها نتیجة اصلی مطالعة خود را اینگونه بیان میکنند که اتکای تأمین مالی پروژهها به اعتبار مالی سازمان نوسازی، بهعنوان حامی، برای برآوردهکردن نیازهای مالی آنها ناکافی است. ازاینرو، مدعی شدهاند ضـمن جـذب وام و سـرمایه از خـارج از سـازمان نوسـازی، باید انتظارات مشارکتکنندگان در تأمین مالی این پروژهها را به محصول و عملکرد پروژه معطوف داشت.
بابایی اقدم و همکاران (1394) در پژوهش خود، عوامل مؤثر بر مشارکت مردمی در ساماندهی بافتهای فرسودة شهری را با تأکید بر سرمایة اجتماعی در محلة ججین اردبیل ارزیابی کردند. ایشان با استفاده از ابزار پرسشنامه که در برگیرندة متغیرهای سرمایة اجتماعی و اقتصادی بوده است و با استفاده از روش نمونهگیری کوکران[28] و نرمافزار SPSS به این نتیجه رسیدهاند که رابطة معناداری بین متغیرهای اقتصادی، متغیرهای اجتماعی و آگاهی با میزان مشارکت مردم بوده است.
نقدی و کولیوند (1394) در مطالعهای، مشارکت اجتماعی شهروندان در بهسازی و نوسازی بافتهای فرسودة شهری در شهر کرمانشاه را بررسی کردند. یافتههای حاصل از این مطالعه با استفاده از مطالعات میدانی و 50 مصاحبه با ساکنان محله نشان میدهد 67% پاسخگویان، دریافت وام را بهترین قدم بهمنظور بهسازی شهری در این محدوده مطرح کردهاند و از میان راههای جلب مشارکت اجتماعی شهروندان، نظرسنجی، آموزش، اطلاعرسانی و رسانههای گروهی از مهمترین راهها انتخاب شدهاند. همچنین نتایج نشان میدهند علاوه بر اینکه انگیزههای مردمی برای مشارکت اجتماعی (بهدلیل ریسک اقتصادی بالا و تسهیلات پایین) کم است، سازمانهای مربوطه دربارة انجامشدن این طرحها نظراتی مغایر با هم دارند.
نیکخواه و احمدی (1396) عوامل فرهنگی – اجتماعی مؤثر بر مشارکت اجتماعی شهروندان بندرعباس را مطالعه کردهاند. در پژوهش مذکور جامعة آماری شامل افراد 18 سال به بالای ساکن شهر بندرعباس بوده است که از 400 نفر براساس نمونهگیری خوشهای چندمرحلهای پرسش شد. متغیرهای اعتماد اجتماعی، احساس تعلق اجتماعی، مسئولیتپذیری اجتماعی، احساس بیقدرتی و عوامل فردی بهعنوان متغیر مستقل و مشارکت اجتماعی، سنجششده در دو بخش ذهنی و عینی، بهعنوان متغیر وابسته در نظر گرفته شده است. درنهایت، یافتههای تحقیق نشان میدهند بین متغیرهای اعتماد اجتماعی، احساس تعلق اجتماعی، مسئولیتپذیری اجتماعی، احساس بیقدرتی، سن، سطح تحصیلات، وضعیت شغل و درآمد با مشارکت اجتماعی شهروندان بندرعباس، رابطه وجود دارد و بین جنس، وضعیت تأهل و وضعیت بومیبودن با مشارکت اجتماعی شهروندان رابطهای وجود ندارد. همچنین، پاسخگویان ازنظر ذهنی دارای آمادگی نسبتاً بالایی برای مشارکت اجتماعی بودهاند؛ اما ازلحاظ عینی و عملی مشارکت بسیار پایینی داشتهاند؛ بنابراین بهطورکلی میزان مشارکت اجتماعی شهروندان بندرعباس در حد نسبتاً پایینی بوده است.
ابراهیمزاده و همکاران (1396) در مطالعة خود، عوامل مؤثر بر مشارکت مردمی در ساماندهی بافت فرسودة منطقة 3 شهر زاهدان را بررسی و تحلیل کردهاند. نتایج حاصل از تحلیل عاملی نشان میدهند عامل تمایل به مشارکت و اعتمادسازی، بیشترین و عامل امکانات و خدمات تجاری و تفریحی کمترین اثرگذاری را در این زمینه داشتهاند. نتایج حاصل از ضریب همبستگی پیرسون نیز نشاندهندة رابطة آماری معنیداری بین دو متغیر مشارکت مردمی و میزان امکانات و خدمات شهری است؛ بدین معنی که هرچه میزان خدمات و امکانات شهری افزایش یابد، میزان مشارکت نیز افزایش مییابد.
موسوی و همکاران (1397) در مطالعهای، با هدف بررسی رویکرد مشارکتجویانه در ساماندهی بافتهای فرسودة منطقة 12 شهر تهران، نشان دادند معیار بیدوام و قدیمیبودن ساختمانها و خطر تخریب در اثر زلزله رتبة نخست را دارد و بهمنظور عملیاتیکردن رویکرد مشارکتجویانه در ساماندهی بافتهای فرسوده میتوان از فرایند همکاری پایدار بهعنوان روشی جامع استفاده کرد.
حکمتنیا (1399) در مطالعة خود، نقش مشارکت مردمی در بهسازی بافت فرسودة محلة فهادان شهر یزد را بررسی کرده است. نتیجة مطالعة او برای نمونهای از 348 نفر از شهروندان بافت نشان میدهد متغیرهای اعتماد ساکنان محله به مسئولان، موضوع مناسب کارکنان و مدیران در قبال ساکنان و افزایش انگیزه ازطریق ارائه تسهیلات بانکی ویژه، بیشترین همبستگی مثبت و پرداخت هزینههای بهسازی توسط ساکنان، بیشترین همبستگی منفی را با متغیر مشارکت مردمی داشتهاند.
با توجه به مطالعات انجامشده، متغیرهای اثرگذار بر میزان مشارکت شهروندان را میتوان در شش دستة کلی زیر طبقهبندی کرد که مبنای نظری تحقیق حاضر محسوب میشوند:
الف. متغیرهای اجتماعی
ب. متغیرهای اقتصادی
ج. متغیرهای روانشناختی
د. متغیرهای کیفیت محتوای پروژه
و: متغیر تحصیلات
ه: متغیر سن
مجموعهای از متغیرهای بالا در این مطالعه بررسی خواهند شد.
روششناسی تحقیق
پژوهش حاضر ازلحاظ هدف، کاربردی و از نوع توصیفی - تحلیلی است. جامعة آماری این پژوهش شامل همة ساکنان و مالکان محدودة اجرای طرح نوسازی و بهسازی بافت فرسوده پیرامون حرم مطهر حضرت رضا (ع) است. حجم نمونه براساس فرمول کوکران با 5% خطا و سطح اطمینان 95% برابر با 508 خانوار و نمونهگیری از نوع تصادفی بوده است. گردآوری دادهها و اطلاعات با استفاده از روش مصاحبه و پرسشنامه انجام شده است. پرسشنامه از نوع ساختاریافته است که براساس لیکرت امتیازدهی شده و روایی آن به تأیید خبرگان مدیریت شهری و اساتید دانشگاه رسیده و پایایی آن با آلفای کرونباخ برابر با 752/0 است که پایایی مناسب و درخور قبول را نشان میدهد.
در تحلیل دادهها از روشهای آماری رگرسیون چندمتغیره و مدل تحلیل مسیر (با استفاده از نرمافزار آموس[29]) بهره گرفته شده است. مدل تحلیل مسیر بهمنظور بیان تصویر روابط بین مجموعه متغیرهای مدنظر در تحلیل مسیر به کار میرود و بهصورت یک دیاگرام است (شکل 1). این دیاگرام معمولاً ترکیبی از متغیرهای بیرونی و متغیرهای درونی است. منظور از متغیر بیرونی، متغیری است که تغییرات آن از عوامل واقع در خارج مدل تأثیر گرفتهاند؛ درحالیکه متغیر درونی، تغییرات آن به کمک متغیرهای بیرونی و درونی دیاگرام مسیر تبیین میشوند.
شکل1- مدل تحلیل مسیر
همانطور که در شکل مشاهده میشود، بهجز متغیرهای X1 و X2 بقیه متغیرها با یک فلش مستقیم یکطرفه به هم وصل شدهاند که بیانکنندة وجود رابطة علت و معلولی است؛ درحالیکه متغیرهای X1 و X2 بهوسیلة یک خط منحنی با فلش دوطرفه نشان داده شدهاند. این خط بیانکنندة این است که رابطة بین این دو متغیر، علت و معلولی نیست؛ بلکه این متغیرها بیرونیاند و رابطة بین آنها نیز بهصورت تبییننشده باقی میماند. به همین دلیل است که روابط بین متغیرهای درونی ازطریق ضرایب بتا بیان میشوند. علاوه بر متغیرهای X1 و X2، متغیرهای a،b و c نیز در این مدل، متغیرهای بیرونی به حساب میآیند. با توجه به اینکه تمام واریانس یک متغیر تبیینپذیر نیست، بخش تبییننشده به حساب متغیرهای بیرونی گذاشته میشود. آنچه دربارة متغیرهای باقیمانده باید مدنظر قرار گیرد این است که فرض میشود بین یک متغیر باقیمانده با سایر متغیرهای باقیمانده و متغیرهایی که قبل از آن در مدل آمدهاند، همبستگی وجود ندارد. به عبارتی بین متغیرهای a وb، a وc، b و c، a و X1وX2 و غیره همبستگی وجود ندارد. این نمودار بر مبنای روابط علی بین متغیرهای مستقل و متغیر وابسته تنظیم میشود که در آن، روابط و تأثیرات مستقیم و غیرمستقیم متغیرها مشخص میشود. در طراحی چنین مدلی باید نظم علی و تقدم و تأخر متغیرها در نظر گرفته شود و این روابط براساس استنباط و استنتاج محقق از چارچوب نظری تحقیق تدوین شود. به همین دلیل، پیششرط استفاده از تحلیل مسیر برخورداری تحقیق از یک چارچوب تئوریکی منسجم براساس عوامل تأثیرگذار و روابط منطقی بین این عوامل است. در تنظیم دیاگرام مسیر، متغیرهای تأثیرگذار مقدم باید در سمت چپ و متغیرهای تأثیرگذار متأخر در سمت راست نمودار قرار بگیرند؛ بهطوریکه درنهایت به متغیر وابسته در منتهیالیه نمودار در سمت راست ختم شوند.
شکل کلی از مدلهای معادلات ساختاری بهصورت مدل لیزرل است که شامل دو جزء اصلی معادلة ساختاری و معادلة اندازهگیری است. معادلة اندازهگیری با مدلهای عاملی تأییدی بهصورت روابط (1) و (2) تعریف میشود:
|
1 |
|
|
2 |
|
در اینجا x1(r×1) و x2(s×2) بردارهای تصادفی از متغیرهای آشکارند که شاخصهایی برای محاسبة عوامل پنهان ɳ و ξ هستند. ʌ1(r×q1) و ʌ2(s×q2) ماتریسهای بار عاملی و Є1(r×1) و Є2(s×1) بردارهای تصادفی از خطاهای اندازهگیریاند. فرض میشود Є1 و Є2 با ɳ، ξ و δ غیرهمبستهاند و این بردارهای تصادفی نیز دارای توزیع نرمال با میانگین صفرند. با دادههای مشاهدهشده در بردارهای تصادفی آشکار X1 و X2 میتوان متغیرهای پنهان ɳ و ξ را اندازهگیری کرد. معادلة ساختاری که روابط میان متغیرهای پنهان را مشخص میکند بهصورت رابطة (3) تعریف میشود:
|
3 |
|
در اینجا ɳ(q1×1) بردار تصادفی از متغیرهای درونزای پنهان و ξ(q2×1) بردار تصادفی از متغیرهای برونزای پنهان است.
(q1×q2)Π و Γ(q1×q2) ضرایب رگرسیون ماتریس مجهولاند که اثرات علی را میان ɳ و ξ نشان میدهند و δ(q1×1) بردار تصادفی از خطاهای اندازهگیری یا جزء پسماندها است. فرض میشود (I-Π) مقدار ناویژه (غیرمنفرد) است و ξ با δ غیرهمبستهاند. ф،δ Ѱ، 1ЄѰ و 2ЄѰ بهترتیب ماتریسهای کواریانس ξ و δ و همچنین1 Є و Є2 هستند و ماتریس کواریانس (x1t, x2t) بهصورت زیر تعریف میشود:
|
4 |
|
عناصر این ماتریس، توابعی از پارامترهای ماتریسهای ʌ1، ʌ2، Π، Γ، ф، Ѱδ، ѰЄ1 و ѰЄ2 است (فرهمند،1390).
تعریف متغیرها: تاکنون نظریة جامعی ارائه نشده است که دربرگیرندة همه متغیرهای مؤثر بر مشارکت ساکنان بافت فرسوده باشد. مطالعاتی در شاخههای مختلف علمی مانند جغرافیا و روانشناسی بهصورت موضوعی در زمینة عوامل مؤثر بر مشارکت انجام شدهاند؛ اما این مطالعات بخشی بودهاند و جامعیت ندارند.
متغیرهای مستقلی که در این پژوهش براساس پیشینة تحقیق بررسی شدهاند و معناداری تأثیر آنها بر مشارکت مالکان بافت فرسوده در طرح نوسازی و بهسازی آزموده شده است، عبارتاند از:
نحوة سنجش متغیرهای تحقیق و ابعاد هرکدام از متغیرها و گویههایی که ابعاد متغیر را تبیین میکنند، در جدول (1) آمدهاند.
جدول 1- معرفی متغیرهای تحقیق و گویههای آنها
|
متغیر |
بعد |
گویه |
|
اعتماد |
اعتماد به نهادهای شهری |
اعتماد به شهرداری |
|
اعتماد به شورای شهر |
||
|
رضایت از عملکرد شهرداری |
||
|
اعتماد به نهادهای محلی |
مسجد، بسیج و ... |
|
|
میزان آگاهی از طرح نوسازی |
آشنایی با متولی طرح |
سازمان متولی طرح |
|
آشنایی با محدودة طرح |
آگاهی از قرارداشتن در محدودة طرح |
|
|
آگاهی از کاربری محدودة واحد مسکونی |
||
|
آگاهی از برنامة زمانبندی طرح |
آگاهی از زمان شروع طرح |
|
|
آگاهی از میزان پیشرفت طرح |
||
|
آگاهی از زمان اتمام طرح |
||
|
احساس تعلق به محل زندگی |
وضعیت سکونت |
مدت اقامت در منطقه |
|
احساس تعلق |
پرسشنامة تعلق بری، بتی، وات[30] (2004) |
|
|
میزان تمایل به زندگی در اطراف حرم |
||
|
دلیل تعلق |
دلیل تمایل یا عدم تمایل به زندگی در اطراف حرم |
|
|
روانشناختی |
انگیزه |
انگیزه برای ترک محیط بافت فرسوده |
|
انگیزه برای ماندن در بافت |
||
|
جمعیتشناختی |
سن |
سن |
|
جنسیت |
جنسیت |
|
|
تأهل |
تأهل |
|
|
تحصیلات |
تحصیلات |
|
|
وضعیت اقتصادی |
درآمد |
درآمد |
|
ثروت |
ثروت |
|
|
مخارج |
مخارج |
|
|
توانایی مشارکت |
|
مأخذ: یافتههای تحقیق
نتایج برآورد تحقیق
از بین متغیرهای بررسیشده، اعتماد به نهادهای شهری، آگاهی از طرح بهسازی و نوسازی، احساس تعلق به محیط زندگی، انگیزة روانشناختی، نگرانی از آیندة مشارکت و قدمت سکونت، اثر معناداری بر مشارکت مالکان دارند؛ اما متغیرهای سن، جنسیت، تأهل، بعد خانوار، تحصیلات و وضعیت اقتصادی از مدل خارج شدهاند که اثر آنها بر مشارکت معنادار نیست. بنابراین، از بین مدلهای پیشنهادی آزمونشده، مدلی ترسیم شده که بیشترین معناداری را داشته است و ارتباط متغیرهای توضیحی را بهتر نشان میدهد. در جدول (2) نتایج مربوط به مدل ارائه شدهاند.
جدول2- نتایج مدل پیشنهادی تحلیل مسیر
|
Prob |
چی دو |
درجه آزادی |
|
00/0 |
123/45 |
12 |
مأخذ: یافتههای تحقیق
در صورتی که توزیع مفروضات مدل تحلیل مسیر، مناسب و مدل مشخصشده درست باشد، prob احتمال اینکه یک چیدو بزرگتر از چیدو مدل جاری وجود داشته باشد را نشان میدهد وکوچکتربودن آن از 05/0 نشانة معناداری مدل مفروض است که با توجه به 00/0= prob مدل انتخابشده مناسب است.
مطابق مدل بهدستآمده از روش تحلیل مسیر (شکل 2)، متغیرهایی که تأثیر مستقیم معنادار بر مشارکت افراد دارند، عبارتاند از احساس تعلق به محل زندگی، اعتماد به نهادهای شهری، انگیزههای روانشناختی، آشنایی با طرح نوسازی و بهسازی و نگرانی از آیندة مشارکت. متغیر قدمت سکونت تأثیر غیرمستقیم بر مشارکت دارد و تنها متغیری است که در این مدل فقط تأثیر غیرمستقیم بر مشارکت دارد. متغیرهای احساس تعلق به محل زندگی، نگرانی از آیندة مشارکت و اعتماد به نهادهای شهری بهطور مستقیم و غیرمستقیم بر مشارکت تأثیر میگذارند. احساس تعلق بیشتر علاوه بر آنکه بهطور مستقیم بر مشارکت مؤثر است، باعث بیشترشدن نگرانی از آیندة مشارکتکردن در طرح میشود و از آن طریق نیز بر مشارکت مؤثر است. اعتمادداشتن به نهادهای شهری که تحتتأثیر نگرانی از آیندة مشارکت قرار دارد، تأثیر مستقیم بر مشارکت داشته و بر انگیزههای روانی افراد برای مشارکت نیز مؤثر است. آشنایی با طرح نوسازی و بهسازی بهطور مستقل بر مشارکت مؤثر است.
شکل 2- نتایج حاصل از تحلیل مسیر و اثر متغیرها
در جدول (3) پارامترهای برآوردشده از متغیرهایی نشان داده شدهاند که تأثیر معنادار مستقیم یا غیرمستقیم دارند. بیشترین ضریب تخمین زده شده مربوط به اثر منفی اعتماد به نهادهای شهری بر نگرانی از آیندة مشارکت است. بنابراین، نداشتن اعتماد کافی مالکان به شهرداری و شورای شهر به اندازة شایان توجهی بر نگرانی آنها از آیندهای که در صورت مشارکت در پیش رو خواهند داشت، مؤثر است.
افزایش اعتماد علاوه بر تأثیر مستقیم بر مشارکت، بهدلیل کاهش نگرانی از آیندة مشارکت باعث ایجاد انگیزة بیشتر برای مشارکت میشود.
در اثرات مستقیم و غیرمستقیم، اگر فرض کنید اثر مستقیم yبرy برابر با B، اثر مستقیمx بر y برابر با A و اثر کل x بر y برابر با (I - B)-1A باشد، اثر غیرمستقیمx بر y برابر با (I - B)-1A –A است. در جدول (4) و (5) اثرات مستقیم و غیرمستقیم متغیرها ارائه شدهاند.
نتایج جدول نشان میدهد هر یک واحد که قدمت سکونت افزایش یافته است، بهطور معناداری 672/1 واحد احساس تعلق به محل زندگی بیشتر شده است. هر واحد افزایش احساس تعلق به محل زندگی 046/0 واحد نگرانی از آیندة مشارکت را بیشتر میکند. این نگرانی اثر منفی معناداری بر مشارکت دارد. همچنین، بین نگرانی از آیندة مشارکت و اعتماد به نهادهای شهری مانند شهرداری و شورای شهر رابطة منفی به اندازة 054/2- وجود دارد.
اثر کل قدمت سکونت بر احساس تعلق برابر با 672/1 است که هر دو اثر مستقیم و غیرمستقیم را دربردارد؛ یعنی اگر یک واحد قدمت سکونت بیشتر شود، احساس تعلق به محل 672/1بیشتر میشود. احساس تعلق بیشتر بر مشارکت اثر منفی دارد و همچنین باعث عدم اعتماد به نهادهای شهری میشود و از آن طریق نیز بر مشارکت تأثیر منفی دارد.
درنهایت، با وجود اینکه مدت زمان اقامت بر مشارکت تأثیر مستقیم نداشته است، بهطور غیرمستقیم اثر منفی به اندازة 074/0- بر مشارکت دارد. هرچه مدت زمان اقامت مالک در ملک مدنظر بیشتر باشد، احساس تعلق به محیط زندگی بیشتر میشود؛ درنتیجه، نسبت به آیندة مشارکت نگرانتر و انگیزه برای مشارکت و اعتماد به نهادهای شهری کمتر میشود.
هر یک واحد افزایش آشنایی مالکان با طرح نوسازی و بهسازی، بهطور مستقیم باعث 18/0 افزایش در مشارکت میشود. برای اینکه ارتباط بین متغیرهای مؤثر بر مشارکت مشخص شود، از آزمون تحلیل مسیر استفاده شده است.
عامل تورم واریانس[31] (VIF) میزان همخطی چندگانه بین متغیرهای مستقل را نشان میدهد. برای تعیین اثر واقعی هر متغیر مستقل، همخطی چندگانه باید پایین باشد.
اگر مقدار این عامل کمتر از 10 باشد، رابطة همخطی چندگانه بین متغیرهای مستقل وجود ندارد (ونی[32] 1999). طبق نتایج بهدستآمده چند همخطی بین متغیرهای مستقل وجود نداشته و اثرات مستقیم بهدستآمده برای هر متغیر مستقل درخور اعتماد است (جدول 7).
جدول 3- وزنهای رگرسیون مدل
|
پارامتر مؤثر |
پارامتر متأثر |
تخمین |
خطای استاندارد |
C.R |
Prob |
|
قدمت سکونت |
احساس تعلق به محل زندگی |
672/1 |
221/0 |
553/7 |
000/0 |
|
احساس تعلق به محل زندگی |
اعتماد به نهادهای شهری |
046/0- |
018/0 |
563/2 |
010/0 |
|
اعتماد به نهادهای شهری |
نگرانی از آیندة مشارکت |
054/2- |
600/0 |
427/3- |
000/0 |
|
نگرانی از آیندة مشارکت |
انگیزههای روانشناختی |
220/0- |
090/0 |
449/2 |
014/0 |
|
احساس تعلق به محل زندگی |
مشارکت |
034/0- |
009/0 |
001/4- |
000/0 |
|
اعتماد به نهادهای شهری |
مشارکت |
014/0 |
006/0 |
319/2 |
020/0 |
|
انگیزههای روانشناختی |
مشارکت |
027/0 |
006/0 |
713/4 |
000/0 |
|
آشنایی با طرح نوسازی |
مشارکت |
176/0 |
073/0 |
397/2 |
017/0 |
|
نگرانی از آیندة مشارکت |
مشارکت |
184/0- |
046/0 |
962/3- |
000/0 |
مأخذ: یافتههای تحقیق
جدول 4- اثرات مستقیم متغیرها
|
قدمت سکونت |
احساس تعلق به محل زندگی |
اعتماد به نهادهای شهری |
نگرانی از آیندة مشارکت |
آشنایی با طرح |
انگیزهها |
|
|
672/1 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
احساس تعلق به محل زندگی |
|
000/0 |
046/0- |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
اعتماد به نهادهای شهری |
|
000/0 |
000/0 |
054/2- |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
نگرانی از آیندة مشارکت |
|
000/0 |
000/0 |
000/0 |
220/0- |
000/0 |
000/0 |
انگیزههای روانشناسی |
|
000/0 |
034/0- |
014/0 |
184/0- |
176/0 |
027/0 |
مشارکت |
مأخذ: یافتههای تحقیق
جدول 5- اثرات غیرمستقیم متغیرها
|
قدمت سکونت |
احساس تعلق به محل زندگی |
اعتماد به نهادهای شهری |
نگرانی از آیندة مشارکت |
آشنایی با طرح |
انگیزهها |
|
|
000/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
احساس تعلق به محل زندگی |
|
076/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
نگرانی از آیندة مشارکت |
|
157/0- |
094/0- |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
اعتماد به نهادهای شهری |
|
035/0- |
021/0- |
453/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
انگیزههای روانشناسی |
|
074/0- |
010/0- |
06/0 |
041/0- |
000/0 |
000/0 |
مشارکت |
مأخذ: یافتههای تحقیق
جدول 6- اثر کل متغیرها
|
قدمت سکونت |
احساس تعلق به محل زندگی |
نگرانی از آیندة مشارکت |
اعتماد به نهادهای شهری |
آشنایی با طرح |
انگیزهها |
|
|
672/1 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
احساس تعلق به محل زندگی |
|
076/0 |
046/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
نگرانی از آیندة مشارکت |
|
157/0- |
094/0- |
054/2- |
000/0 |
000/0 |
000/0 |
اعتماد به نهادهای شهری |
|
035/0- |
021/0- |
220/0- |
453/0 |
000/0 |
000/0 |
انگیزههای روانشناسی |
|
074/0- |
044/0- |
020/0- |
226/0 |
176/0 |
027/0 |
مشارکت |
مأخذ: یافتههای تحقیق
جدول 7- تأثیر هریک از متغیرها براساس تحلیل مسیر
|
متغیر توضیحی |
اثر مستقیم |
اثر غیرمستقیم |
اثر کل |
سطح معنیداری |
عامل تورم واریانس |
|
احساس تعلق به محل زندگی |
034/0- |
010/0- |
044/0- |
000/0 |
25/2 |
|
نگرانی از آیندة مشارکت |
014/0- |
041/0- |
020/0- |
000/0 |
59/1 |
|
اعتماد به نهادهای شهری |
184/0 |
062/0 |
226/0 |
020/0 |
48/1 |
|
انگیزههای روانشناسی |
027/0 |
000/0 |
027/0 |
000/0 |
00/2 |
|
قدمت سکونت |
000/0 |
074/0- |
074/0- |
000/0 |
73/2 |
|
آگاهی از طرح |
176/0 |
000/0 |
176/0 |
017/0 |
11/2 |
مأخذ: یافتههای تحقیق
نتیجهگیری
در این مطالعه، عوامل مؤثر بر جنبههای مشارکت ساکنان و مالکان در تأمین مالی کاربریهای مسکونی طرح نوسازی و بهسازی بافت پیرامون حرم مطهر حضرت رضا (ع) برای نمونه ای از 508 خانوار بافت بررسی شد. بدین منظور متغیرهای مستقلی همچون متغیرهای اجتماعی (شامل گویههای اعتماد اجتماعی و احساس تعلق)، متغیرهای اقتصادی (شامل گویههای درآمد، مخارج و ارزش ملک مسکونی)، متغیرهای روانشناختی (شامل گویههای انگیزههای روانشناختی برای ماندن در محیط بافت فرسوده و انگیزههای روانشناختی برای ترک محیط بافت) و متغیرهای جمعیتشناختی (شامل گویههای سن و تحصیلات) آزموده شدند که اثر معنیدار آنها بر مشارکت در مطالعات مختلف تأیید شده بود.
نتایج حاصل از تحلیل دادهها با استفاده از روشهای آماری رگرسیون چندمتغیره و مدل تحلیل مسیر بیان میکنند متغیرهای احساس تعلق به محل زندگی، اعتماد به نهادهای شهری، انگیزههای روانشناختی، آشنایی با طرح نوسازی و بهسازی و نگرانی از آیندة مشارکت اثر مستقیم بر مشارکت داشتهاند و متغیر قدمت سکونت تأثیر غیرمستقیم بر آن دارد. بیشترین ضریب تخمین زده شده مربوط به اثر منفی اعتماد به نهادهای شهری بر نگرانی از آیندة مشارکت است؛ بنابراین، افزایش اعتماد علاوه بر تأثیر مستقیم بر مشارکت، بهدلیل کاهش نگرانی از آیندة مشارکت، باعث ایجاد انگیزة بیشتر برای مشارکت میشود. عدم اعتماد به بدنة مدیریت شهری (شورای شهر و شهرداری) عاملی منفی و مانعی برای مشارکت اهالی در سطح محله است. بدین ترتیب، این نهادها باید تلاش کنند با انجام یکسری برنامهها و اقدامات فوری اعتماد مردم را به خود جلب کنند.
برگرداندن اعتماد و ارتقای آن به یک برنامة میانمدت و طولانیمدت نیاز دارد؛ زیرا این کاهش اعتماد طی سالیان دراز ایجاد شده و صرفاً با گذشت زمان و اقدامات فرهنگی و عقیدتی بازگشتپذیر است. گسترش تبلیغات و فرهنگسازی در جامعه، صداقت مسئولان با مردم، واگذاری امور به مردم و گسترش نهادهای مردمنهاد، ایجاد روحیة پرسشگری و پاسخگویی بین مردم و مسئولان، ترویج فرهنگ غنی اسلامی در خصوص گسترش ارتباطات و اعتماد بین افراد میتوانند تا حدی اعتماد ازدسترفته را برگردانند؛ اما مهمترین راهکاری که برای کاهش این مشکلات و افزایش اعتماد بین مردم و نهادهای مدیریت شهری پیشنهاد میشود، تشکیل انجمنهای محلی و تقویت محله یاری توسط مردم محلی و حمایت مالی و روانی کامل از آنها توسط مدیریت شهری و مردم است. همچنین، برگزاری جلسات با سازمانهای مختلف شهر در خصوص طرح مشکلات مردم مرتبط به آن سازمان نیز راهحل مناسبی برای انجام این کار میتواند باشد.
[1] Participation
[2] Almond
[3] Powel
[4] Okeli and Marseden
[5] Goulet
[6] Regeneration
[7] Marx Weber
[8] Simmel
[9] Sils
[10] Niner and Toren
[11] Lipset
[12] Montalo
[13] Kelli and Denis
[14] collins
[15] Putnam
[16] Chavis & Wandersman
[17] Davidson & Cotter
[18] Perkins et al
[19] Hughey et al
[20] Lipset
[21] Loeiz
[22] Chou et al
[23] Alber et al
[24] Qingwen Xu et al
[25] Wanga et al
[26] La Rosa, et al
[27] Hosseini et al
[28] Cochran
[29] Amos
[30] Brew, Beatty, Watt
[31] Variance inflation factor
[32] Wany
)