نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشجوی دکتری جامعه شناسی فرهنگی، پژوهشگر و مدرس دانشگاه (نویسنده مسئول) E-mail: mahmood.azimi.rasta@gmail.com
2 کارشناس ارشد آمار، مدرس دانشگاه
3 دکترای جامعهشناسی، عضو هیئت علمیدانشگاه آزاداسلامى، واحدزنجان
چکیده
کلیدواژهها
تبیین جامعهشناختی عوامل مؤثر بر نگرش جوانان به شهروندیگفتگویی
محمود عظیمی رستا[1]
لطیف سعادتی سیدبگلو[2]
ذبیحاله صدفى[3]
تاریخ دریافت مقاله: 1/7/1393
تاریخ پذیرش مقاله:26/8/1393
مقدمه
مفهوم شهروندی[4] اساساً پدیدهای است که به حقوق سیاسی و مدنی انسانها از عصر روشنگری به این سو و سرآغاز دوران مدرن زندگی اجتماعی انسان ها بر میگردد. این موضوع با ابعاد گوناگون زندگی اجتماعی مردم در شهرها ارتباط تنگاتنگی دارد. مفهوم شهروندی اشاره به زندگی روزمره، فعالیتهای فردی و کسب و کار افراد، همچنین فعالیتهای اجتماعی آنان دارد و به طور کلی، مجموعهای از رفتار و اعمال افراد است. شهروندی از این منظر، مجموعة گستردهای از فعالیتهای فردی و اجتماعی است- فعالیتهایی که اگرچه فردی هستند، اما برآیند آنها به پیشرفت زندگی اجتماعی کمک خواهدکرد. همچنین است مشارکتهای اقتصادی، خدمات عمومی، فعالیتهای داوطلبانه و دیگر فعالیتهای اجتماعی که در بهبود وضعیت زندگی همه شهروندان موثر خواهد افتاد. در واقع، این نگاه به رفتارهای اجتماعی، اخلاقی یا خلق و خویی افراد میپردازد که جامعه از شهروندان خود انتظار دارد. دریافت این مفاهیم شهروندی نیازمند فضایی مناسب برای گفت وگو و مشارکت مردم با نقطه نظرات متفاوت و نظارت عمومی است(سایت بنیاد شهروندی). منتسکیو در روح القوانین، شهروندی[5] را مجموعه ای از سازوکارهای اخلاقی- مدنی می داند که باید بر روابط میان شهروندان حاکم باشد. از نظر برنارد کریک، پیش فرض تربیت شهروندی، فعال بودن در جامعه است. از نظر وی، شهروندان دارای علائق و ارزشهای متفاوت اند و باید یاد بگیرند که با توجه به چنین شرایطی، یک زندگی مطلوب را طی کنند. شهروند در تعریف امروزی خود، شخصی است که ضمن زندگی در یک فضای ملی، با مجموعههای از مسئولیتهاو تعهدات روبه رو بوده و موظف است آن را ادا کند. البته این بدان معنا نیست که شهروند تنها دارای مسئولیت بوده و حقی نخواهد داشت. شهروندی در معنای عام خود بیانگر نوعی مشارکت فعال است؛ یعنی، در جامعه، شهروند منفعل وجود ندارد و شهروند منفعل، دیگر شهروند نیست. شهروند فعال خود را مسئول رفتار اجتماعی خویش میداند و مسئولانه به جامعه و محیط پیرامون خود فکر می کند. شهروندی یک آمیختگی و رابطه تنگاتنگ با اخلاق و روابط اخلاقی دارد. این عنصر از شهروندی علاوه بر زمینههای سیاسی بر روابط اخلاقی بین اعضای جامعه و شرایط یگانگی و همبستگی اجتماعی و اخلاق مدنی ناظر است(فکوهی، 1385).
مفاهیم شهروندی و شهروندیگفتگویی دو پایة استواریِ زندگی در جامعة امروزی انسانهاست. شهروندی، هویت و موجودیت فردی انسانها را به رسمیت میشناسد و گفتگوی اجتماعی نسبت آنها را با جامعه تنظیم میکند. شهروندیگفتگویی در واقع، مبادله اطلاعات و تبادل نظر میان کنشگران اجتماعی است. این مبادله میتواند به صورت رسمی بین فعالان اجتماعی و دولت صورت گیرد و یا به صورت داوطلبانه در میان کنشگران جامعه و مستقل از دولت انجام پذیرد. بنابراین، از دیدگاه جامعه شناختی، نظم یک پدیده جاری در کل نظام اجتماعی است که رفتار شهروندان را جهت میدهد، به عبارتی، بواسطۀ مجموعه ای از پارامترها، رابطۀ هماهنگ و موزون بین مجموعه عناصر را در بین گروههای اجتماعی فراهم میکند، زیرا جامعۀ شهری همواره نیازمند یک نوع نظام هنجاری و ارزشی است و تنها همگرایی بین جهت و عمل سازمانهای اجتماعی است که میتواند زندگی اجتماعی را برمبنای یک نظم اجتماعی، طبیعی جلوه دهد- در غیر این صورت تعارضات و تضادها نمایان میشود. نظم و قانون در یک نظام اجتماعی، تکمیل کنندۀ یکدیگرند؛ به بیان دیگر، جامعۀ قانونمند یعنی جامعۀ نظم پذیر. لذا اگر قانون حاکم شود انتظار نظم بیشتر را هم میتوان داشت، اما چیزی که قانون و نظم را بیشتر توضیح میدهد، شهروندی گفت وگویی[6] است. از اینرو، شهروندی که حقوق و وظایف خود را میشناسد- یعنی از هنجارها، قوانین و مقررات تبعیت میکند(و بعبارتی خود را مُجری هنجارها، قوانین و مقرراتِ شهری میداند)- به بقای نظم در جامعۀ شهری کمک میکند(گرب، 1373: 143 - 142). در نظریۀ شهروندیگفتگویی هابرماس، شهروندان اجتماعی به صورتی آزادانه، برابر، منصفانه و عادلانه، طرحی از ایدهها، نیات، درخواستها، نقطهنظرات، توقعات و مطالبات خود را که ناظر به ترسیم یک نقشۀ جمعی برای پیگیری اهداف عمومی مشترک لازم است به صورت دیالوگی(و نه مونولوگی) ارایه میدهند. از این طریق است که حقها و وظیفههای شهروندان ارتباطی از طریق گفتگو به صورت درونی و نه متأثر از عوامل بیرونی، به شکلی تفاهمی و توافقی صورتبندی میشود و در نتیجه شهروندی گفت وگویی، اخلاقاً هم متعهد به ایفای این وظایف شهروندی میشوند و هم متضمن به تحقق حقهای شهروندی دیگری میگردند. کنشهای روزمرة شهروندان در عرصههای گوناگون اجتماعی از جمله تعاون، تفاهم، روابط با یکدیگر، حفاظت از محیط زیست شهری، همکاری با نهادهای شهری، رعایت قوانین و مقررات شهری، همیاری، تلاش بیشتر در مسیر منافع فردی و گروهی، کمکاری در ادارات و شرکتها، فساد اداری، ضعف در شفافیت اقتصادی، ضعفهای اداری و مدیریتی، پایین بودن نرخ مطالعة، پایین بودن نرخ سواد از جمله سواد فرهنگی و رسانه ای در میان شهروندان، ضعف ساختارهای اجتماعی و فرهنگی، پایین بودن تحمل و مدارا، ضعف اخلاقی، ضعف ساختارهای دموکراتیک در حوزههای سیاسی، اجتماعی و فرهنگی، ضعف اساسی رسانهای، حوادث و رویدادهای نامطلوب، مصرفی و کالایی شدن زندگی اجتماعی امروزی، نمانگر آن است که در کلان شهری چون تهران، فضای مناسبی با اشاره به مفهوم شهروندیِگفتگویی مد نظر هابرماس، در میان شهروندان قابل تصور نیست.
مسئلة اصلی تحقیق این است که آیا در گرایش جوانان به شهروندیگفتگویی، متغیرهای زمینهای ازجمله: جنسیت، سن، تأهل، بُعد خانوار، وضعبت اِشتغال، نوع شغل، درآمد، مسکن، تحصیلات و منطقۀ مسکونى مؤثر هستند؟ همچنین، رابطة مفهوم شهروندی گفت وگویی در میان جوانان کلان شهر تهران از لحاظ نگرش شهروندی تفاهمی، ارتباطی، مشارکتی، سازمانی، قانونی، مشتری مداری، هنجاری و اقتضائی چگونه است؟ و کدامیک از مولفههای شهروندیِگفتگویی(از جمله نگرش شهروندیِ تفاهمی، ارتباطی، مشارکتی و...) رابطه بین آنها را با شهروندگفتگویی بهتر تبیین میکند؟ هدف عمدة این مطالعه بررسی رابطة بین شهروندیگفتگویی و عوامل زمینهای موثر(ویژگیهای اجتماعی و اقتصادی پاسخگویان) و بررسی رابطة بین متغیر شهروندیگفتگویی و مولفههای مختلف نگرش شهروندی(از جمله نگرش شهروندیِ تفاهمی، ارتباطی، مشارکتی و...) و وضعیت شهروندیگفتگویی در میان جوانان مناطق گوناگون کلان شهر تهران میباشد. همچنین، بررسی وضعیت ابعاد مختلف مفهوم شهروندیگفتوگویی با توجه به وضعیت ساختاری یا کنشی بین جوانان کلان شهر تهران و بررسی وضعیت ابعاد مختلف شهروندی گفتوگویی از اهداف بعدی این پژوهش به شمار می روند.
پیرامون موضوع شهروندی گفت وگویی تحقیقات چندانی در ایران به عمل نیامده است. تنها پنج عنوان تحقیق از سوی چند تن از پژوهشگران در خصوص مفهوم شهروندی انجام گرفته است که تنها یکی از آنها به طور مستقیم به مبانی تئوریکیِ شهروندیِگفتوگوییِ هابرماسی مربوط است که در ادامه به خلاصه ای از نتایج آنها می پردازیم:
چارچوب نظری
برای پوشش تئوریک فرضیههای این پژوهش، فشردهای از نظریهها به ویژه نظریة شهروندیگفتگویی یورگن هابرماس و خلاصة دیدگاههای مربوط به نگرش شهروندی از نظر صاحب نظران این حوزه و نیز دیدگاه نظری هربرتگنز برای تبیین رابطه متغیرهای زمینهای(ویژگیهای اجتماعی- اقتصادی پاسخگویان) و فرضیه های مرتبطارائه شده است.
نظریۀ شهروندی گفت وگویی یورگن هابرماس:
در تبیین اصول نظریۀ شهروندی گفت وگویی[10] در فلسفۀ سیاسی شهروندی یورگن هابرماس، میتوان به اصول پنجگانۀ زیر (توضیحات تکمیلی آن در منظومۀ پساملی ۱۹۹۸) اشاره نمود (هابرماس، ۱۳۸۰: 52؛ منوچهری و نجاتی حسینی، 1385: 21-19):
در مجموع، قلب شبکۀ تئوریک جامعه شناسی و فلسفههای اجتماعی سیاسی، حقوق و اخلاق هابرماس که در ضمن خاستگاهی برای صورتبندی تیپ ایدهآل شهروندی گفت وگویی هابرماسی نیز هست، حاوی سه مقوله شالودهای است: نظریۀ گفتمان اخلاق، نظریۀ عقلانیت و کنش ارتباطی و نظریۀ زیست جهان تفاهمی توافقی. بدین ترتیب، فراتر از فلسفۀ سیاسی شهروندی لیبرالیسم (که شهروندی را تنها به حق شهروندی شهروندان میکاهد) و فلسفۀ سیاسی شهروندی سوسیالیسم(که شهروندی را تنها به وظیفه- تکلیف شهروندان مقید میسازد)، در فلسفۀ سیاسی شهروندی یورگن هابرماس (با نگاهی تحلیلی هنجاری) با اتکا به دو نظریۀ کلیدی(عقلانیت ارتباطی/ اخلاق گفتگویی)، میتوان پارادایمی از شهروندی را (با تکیه بر یک تیپ ایدهآل هنجاری) برمبنای تلفیق صفاتِ شالودهای آن به نام شهروندی گفت وگویی(با نوعی فلسفۀ سیاسی شهروندی بیناشهروندانی برمبنای هرمنوتیکِ انتقادی جهت رهایی شهروندان از مقیداتِ سرکوبکنندۀ زبان و ارتباطِ تحریف شده، قدرت و سلطۀ دیگری)، از سه بُعد به تصویر کشید:
دیدگاههای نظری مرتبط با نگرش شهروندی
اندیشمندان اجتماعی پیرامون شهروندی از جمله: شهروندی قانونی، هنجاری، سازمانی، مشتری و اقتضایی نگرشهای گوناگونی را مطرح ساخته اند که در ادامه به هریک از این دیدگاهها اشاره ای می کنیم:
دوم) نگرش[45] یا گرایش به سوی آن رفتار که یک متغیر فردی و شخصی است و طی آن شهروندان انجام یک رفتار یا یک پدیده را از نظر هنجارها و قوانین و مقرراتِ خودشان ارزیابی میکنند که آیا خوب است یا بد؟ لذا نگرش بر این اساس به نوبۀ خود تابع دو عنصر یا ابعاد دوگانه میباشد: 1. انتظار فایده[46] ، یعنی شهروندان از بُعد ذهنی تا چه حد به طور قانونی و عقلایی از یک پدیده در آیندۀ دور یا نزدیک، در حل مسائل و مشکلاتِ شهری، انتظار فایده دارند؟ 2. ارزیابی فایده[47] ، یعنی آیا از بُعد عینی آن پدیدۀ شهری به طور قانونی و عقلایی در حال حاضر نسبت به گذشته برای آن شهروندان فایده دارد یا نه؟
بدین ترتیب، طبق مُدل نظری تحقیق، هدفِ اصلی تحقیق تبیین جامعهشناختی عوامل مؤثر بر نگرش جوانان شهر تهران به شهروندیگفتگویی، بنا بر دیدگاه کورت لوین در فضای تئوری میدان اجتماعی یا تحلیل میدان نیرو، مسیرِ فرضیههاى اصلی پژوهش درقالب تأثیرگذارى متغیرهای زمینهاى و متغیرهای اصلى بر متغیر تأثیرپذیر در چارچوب مُدل پیتر رُسی و رابرت چین مدنظر قرار میگیرد (رفیع پور، 1372 : 23-22). درواقع، از این رهگذر به نظر میرسد متغیرهای زمینهای به عنوان متغیرهای تأثیرگذار اولیه (در فرآیند اجابت کردن جوانان از طریق جنسیت، سن، وضع تأهل، وضع اشتغال، نوع شغل، میزان درآمد، میزان تحصیلات، مالکیت مسکن و منطقۀ مسکونی، بر متغیرهای اصلى به عنوان متغیر کنترلی در فرآیند نگرش شهروندی گفت وگویی و مولفههای گوناگون آن تأثیر می گذارد و آنگاه متغیرهای اصلى سهم بسزایی بر متغیر تأثیرپذیر نهایی خواهند داشت.
شکل1: مُدل نظری تحقیق برمبنای تنظیم فرضیههای تحقیق
فرضیه های پژوهش
روششناسی پژوهش
در پژوهش حاضر، برای مطالعه و بررسی میزان تغییرات در یک یا چند عامل که در اثر تغییرات یک یا چند عامل دیگر بوجود آمده، سعی گردیده از روش همبستگی یا همخوانی مبتنی بر روش تحقیق پیمایشی[54] استفاده شود. بنابراین با در دست داشتن اطلاعات و دادههای لازم از جامعۀ آماری و نیز محاسبۀ ضرایب همبستگی بین متغیرها به روابط مبتنی بر فرضیههای پژوهش پرداخته میشود (صدفی و بابائی، 1382: 20-19). در این تحقیق با توجه به مُدل نظری تحقیق و با توجه به وسعتِ جامعۀ آماری، در بستر روش اسنادی و روش مشاهده، مناسبترین گزینۀ جمعآوری دادهها از جمعیتِ نمونه، برای نیل به اهدافِ تحقیق و همچنین پاسخگویی به فرضیههای تحقیق، روش تحقیق پیمایشی است. از این رو، تکنیک پرسشنامه بر مبنای طیف رنسیس لیکرت درقالب روش میدانی(روش مشاهدۀ مستقیم پهنانگر بهعنوان ابزار جمعآوری دادهها) و تکنیکهای آزمونهای آماری به عنوان ابزار سنجش و محاسبۀ ضرایب همبستگی بین متغیرهای موجود در فرضیههای تحقیق، جهت نیل به مُدل تجربی و مقایسۀ آن با مُدل نظری، در این روش لحاظ میگردد. به قول دیوید دِواس[55] در کتاب "پیمایش در تحقیقات اجتماعی"، مزیتِ پیمایش نسبت به سایر روشها در اینگونه تحقیقات، اولاً، در کارآمدی و قدرتِ توصیف مناسب ویژگیهای واحدهای تحلیل و مقایسۀ دقیق خصوصیاتِ آنها بهکمک استنباطاتِ عِلی است؛ ثانیاً، به عنوان مجموعۀ منظمی از دادهها یا ماتریس متغیرها بر حسب دادههای موردی، توانایی خاصی در گردآوری دادهها و تجزیه و تحلیل دستاوردهای تحقیق دارد (دِواس، 1376: 14-13 / محسنی تبریزی، 1388: 161-160).
جامعه آماری این طرح با توجه به اهداف مطروحه شامل جوانان 15-29 ساله ساکن در شهر تهران بزرگ میباشند که با توجه به تعریف جامعه آماری، هر یک از افراد این گروه سنی به عنوان واحد آماری محسوب میشود. حجم جامعه آماری طبق سرشماری برابر 4372409 نفر است. معمولاً در تعیین حجم نمونه، متغیرهای عمدهای چون: حجم جمعیت کل (N)، واریانس صفتهای مورد بررسی (S)، میزان احتمال خطا در برآورد صفتهای مورد بررسی (ضریب اطمینان) و فاصله اطمینان (d) که میزان دقت را نشان میدهد و هزینههای طرح میباشد، دخیل هستند. از آنجا که بیشتر متغیرهای این پژوهش از نوع کیفی میباشند، ملاک عمل انتخاب واریانسها صفتهای کیفی قرار میگیرند. با فرض بالاترین مقدار واریانس در حجم نمونه، این مقدار برابر 25/0 است. در این پژوهش، ضریب اطمینان قابل قبول 95 درصد و خطای احتمال 5 درصد میباشد. با توجه به اینکه جمعیت مورد بررسی بزرگ میباشد، این فرض معقول است که توزیع نمونه نرمال است. به همین دلیل مقدار اشتباه استاندارد لازم (t) برای دستیابی به ضریب اطمینان 95 درصد 96/1 میباشد. از آنجا که صفتهای مورد بررسی کیفی بودند و نسبتهای آنها در بالا برآورد شد، فاصله اطمینان در این پژوهش 05/0 در نظر گرفته میشود. با توجه به این پارامترها، فرمول کوکران حجم نمونه را 385 نفر نشان می دهد. اما برای کاهش خطا، افزایش قدرت تعمیم پذیری، همچنین برای رفع مشکل عدم پاسخگویی پاسخگویان و کسر پرسشنامه مخدوش تعداد نمونه 750 نفر در گرفته شد. روش نمونهگیری این پژوهش از نوع احتمالی به شیوه نمونهگیری ترکیبی (نمونهگیری خوشهای متناسب با حجم جامعه و تصادفی ساده) است. نحوه انجام نمونهگیری به شرح زیر بود: در مرحله اول، تعداد نمونه هر منطقه با استفاده از روش تخصیص متناسب، بر اساس تعداد و نسبت جوانان مناطق 22 گانه تهران مشخص گردید و تعداد نمونه محاسبه شده به مناطق مذکور اختصاص یافت. در مرحله دوم، با استفاده از روش نمونه گیری تصادفی، افراد واجد شرایط سنی هر منطقه انتخاب گردیده و پرسشنامه پر گردید. شایان ذکر است از بین این تعداد حجم نمونه، 8 نفر (1/1 درصد) در سن 30 سالگی قرار دارند که با توجه به اینکه از نظر آماری حجم آماری آنها اندک میباشد و در یافتههای پژوهش خللی وارد نمیکنند، اطلاعات مربوط به آنها حذف نشدهاند. افزایش حجم نمونه از 350 به 750 احتمال خطا و تورش و مشکل عدم پاسخگویی پاسخگویان و کسر پرسشنامه مخدوش از حجم نمونه را بسیار کاهش داد.
P= 0/5 وجود صفت
q=0/5 عدم وجود صفت
t=1/96 تعداد اشتباه استاندارد لازم برای دستیابی به 95درصد اطمینان
d=0/05احتمال یا درصد خطا
4372409 N=
تعریف مفهومیوعملیاتی متغیرهاى پژوهش
تعریف مفهومیوعملیاتی متغیر وابسته (شهروندی گفت وگویی)
به قول یورگن هابرماس در کتاب "گفتگوی فلسفیِ مُدرنیته"[56]، در فضای مفهومیِ شهروندی گفتگویی[57]، نه تنها شهروندی صرفاً به حق شهروندی شهروندان کاهش نمییابد و نیز شهروندی صرفاً به وظیفه- تکلیف شهروندی مقید نمیگردد، بلکه با اتکا به دو نظریۀ کلیدی یعنی عقلانیت ارتباطی و اخلاق گفتگویی، پارادایمی از شهروندی برمبنای تلفیق صفاتِ شالودهای آن با نوعی فلسفۀ سیاسی شهروندی بیناشهروندانی برمبنای هرمنوتیکِ انتقادی جهت رهایی شهروندان از مقیداتِ سرکوبکنندۀ زبان و ارتباطِ تحریف شده، قدرت و سلطۀ دیگری، از سه بُعد تشکیل میشود(هابرماس، 1994):
تعریف مفهومیوعملیاتی متغیرهای مستقل (عوامل مؤثر)
به قول آیسک آیزن و مارتین فیشباین در کتاب "فهمیدن گرایشها و پیشگویی رفتار اجتماعی" و آیسک آیزن در اثرش "گرایشها و شخصیت و رفتار"، در تبیین رفتار و حلقۀ ماقبل بروز رفتار- یعنی قصد و نیت به انجام یک رفتار- درقالب متغیرهای مستقل (عوامل مؤثر) به دو متغیر بنیادی زیر اشاره میگردد (رفیع پور، 1372: 9؛ صدفی و بابائی، 1383: 17):
یافتههای پژوهش
آمار توصیفی (نیکویی برازش متغیرهای اصلی تحقیق)
می توان به توصیف متغیر وابسته (نگرش به شهروندیگفتگویی شامل شهروندی تفاهمی، ارتباطی و مشارکتی) و متغیرهای مستقل (نگرش به شهروندی: قانونی، هنجاری ، مشتری، سازمانی و اقتضایی) پرداخت:
جدول 1: توصیف آماری متغیرهاى اصلى تحقیق
متغیرهاى اصلى |
میانگین |
انحراف معیار |
شمارۀ گویه در پرسشنامه |
|
نگرش به شهروندی گفت وگویی |
شهروندی تفاهمی |
1.6148 |
.85485 |
1-8 |
شهروندی ارتباطی |
1.6459 |
.84602 |
9-16 |
|
شهروندی مشارکتی |
1.7859 |
.90118 |
17-24 |
|
عوامل مؤثر |
شهروندی سازمانی |
1.4900 |
.92601 |
25-32 |
شهروندی قانونی |
1.4178 |
.88615 |
33-40 |
|
شهروندی مشتری |
1.2962 |
.89419 |
41-48 |
|
شهروندی هنجاری |
1.6268 |
.88764 |
49-56 |
|
شهروندی اقتضایی |
1.6952 |
.86526 |
57-64 |
یکى از روشهای نیکویی برازش متغیرهای تحقیق از دیدگاه لی. جی. کرونباخ، استفاده از ضریب پایایی است که به کمک آزمون تحلیل گویهها همزمان قابلیتِ اطمینان همبستگی گویهها انجام میگیرد (دِواس، 1376: 262- 253). طبق جدول 2 ، همۀ گویهها درقالب متغیرهاى اصلى این تحقیق، از پایایی قابل قبولى برخوردارند:
جدول2: دستاوردهای ناشی از روشهای نیکویی برازش مُدل نظری- آزمون تحلیل گویهها و آزمون تحلیل عاملی
متغیرهاى اصلى |
آلفا کرونباخ (Alpha) |
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy (KMO) |
Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi- Square (BTS) |
(df.) |
Sig. |
شهروندی تفاهمی |
0.905 |
0.909 |
2705 |
28 |
0.000 |
شهروندی ارتباطی |
0.921 |
0.922 |
2446 |
28 |
0.000 |
شهروندی مشارکتی |
0.931 |
0,931 |
3016 |
28 |
0.000 |
شهروندی سازمانی |
0.886 |
0.923 |
3347 |
28 |
0.000 |
شهروندی قانونی |
0.920 |
0.901 |
2783 |
28 |
0.000 |
شهروندی مشتری |
0.912 |
0.936 |
3783 |
28 |
0.000 |
شهروندی هنجاری |
0.891 |
0.930 |
3356 |
28 |
0.000 |
شهروندی اقتضایی |
0.897 |
0.911 |
3054 |
28 |
0.000 |
یکی دیگر از روشهای نیکویی برازش متغیرهای اصلی تحقیق، استفاده از تحلیل عاملی به کمکِ آزمون های KMO و BTS می باشد. در واقع، آزمون تحلیل عاملی که به باور ماریجا نوروسیس، به عنوان ابزار مهم اعتبار سازهاى در دستهبندی گویهها و همبستگی مجموعه گویههاى مشابه در حد یک عامل (به عنوان تحلیل عاملى اکتشافى یا تکنیک تقلیل دادهها) است، در تحلیل مؤلفههای اصلی جهتِ برازندگی مُدل نظری با دادههای مشاهده شده (به عنوان تحلیل عاملى تأییدی یا تکنیک تلخیص دادهها) از اهمیت خاصى دارد و مبتنی بر دو روش مرتبط با هم برای تعیین مناسب بودن مجموعۀ گویهها در ماتریس همبستگی است(دِواس،1376: 256-254): 1.آزمون کفایتِ نمونه برداری کیزر- مایر- اُلکین (KMO)(ساروخانی، 1386: 222- 210). برمبناى تحلیل عاملى تأئیدی مقدار KMO در بین کلیۀ متغیرهاى اصلى بیش از90 درصد برآورد شده است. لذا روابط موجود در بین گویهها برای تحلیل عاملی مورد نظر بسیار مناسب اند و برای سنجش متغیرهای مربوطه در تحقیق از برازندگی کافی و اعتبار وافی برخوردارند. پس مقادیر مأخوذۀ KMO علاوه بر اینکه نشانگر کفایتِ نمونه بردارى محتوایى عالى مقیاس میباشند، نشان میدهند که کلیۀ متغیرهاى اصلى از نظر کفایت نمونه بردارى نیز مشکلى براى انجام تحلیل عاملى ندارند. 2. آزمون تقریبی کُرَویتِ بارتلت (BTS) (سرمد و حجازی، 1382: 274- 268). آزمون BTS نیز با مقدار مجذور کاى (χ2) در سطح معنادارى قابل قبول، نشان دهندۀ معنادارى ماتریس دادهها و وجود حداقل شرط لازم انجام تحلیل عاملى در مورد ماتریس دادههاى مربوط به کلیۀ متغیرهاى اصلى میباشد. لذا بدین وسیله کفایتِ ماتریس همبستگى گویههاى مربوط به متغیرهاى اصلى و احرازِ اعتبار سازهاى پرسشنامۀ تحقیق در بین جوانان کلانشهر تهران، اعلام میگردد. برای نیکویی برازش متغیرهای اصلی تحقیق، تحلیل عاملی از شاخصها و کلگویههای تحقیق به عمل آمد که نتایج آن در جدول 3 حاصل از آزمون KMO با میزان بالای 97/0و BTS با میزان Chi-Square قابل قبول و نتایج معنادار و تبیین واریانس تحلیل عاملی کل شاخص ها و گویهها، نشانگر کفایتِ ماتریس همبستگى گویههاى مربوط به متغیرهاى اصلى و احرازِ اعتبار سازهاى پرسشنامۀ تحقیق حاضر است.
جدول 3: آزمون KMOو BTS شاخص ها و گویه ها
KMO.آزمون |
.973 |
|
BTS.آزمون |
Approx. Chi-Square |
29290 |
Df |
2016 |
|
Sig. |
0.000 |
بدین ترتیب، واریانس کل حاصل از تحلیل عاملی کلیۀ گویههای تحقیق اعم از متغیر وابسته (نگرش به شهروندیگفتگویی شامل شهروندی تفاهمی، ارتباطی و مشارکتی) و متغیرهای مستقل (نگرش به شهروندی قانونی، هنجاری، مشتری، سازمانی و اقتضایی)، که در مدل نظری بیشترین تاثیر را دارد، در جدول 4 نشان داده شده است:
جدول4: تبیین واریانس کل تحلیل عاملی گویهها
Component
|
ارزش ویژه اولیه (Initial Eigenvalues) |
مجموعۀ بارهای مجذور شدۀ عوامل استخراج شده )Extraction Sums of Squared Loadings( |
||||
کل |
درصد واریانس |
درصد تجمعی |
کل |
درصد واریانس |
درصد تجمعی |
|
1 |
31.686 |
49.509 |
49.509 |
31.686 |
49.509 |
49.509 |
2 |
3.026 |
4.728 |
54.236 |
3.026 |
4.728 |
54.236 |
3 |
2.388 |
3.731 |
57.967 |
2.388 |
3.731 |
57.967 |
4 |
1.715 |
2.679 |
60.647 |
1.715 |
2.679 |
60.647 |
5 |
1.208 |
1.888 |
62.534 |
1.208 |
1.888 |
62.534 |
6 |
1.156 |
1.807 |
64.341 |
1.156 |
1.807 |
64.341 |
7 |
1.015 |
1.586 |
65.927 |
1.015 |
1.586 |
65.927 |
8 |
1.012 |
1.581 |
67.508 |
1.012 |
1.581 |
67.508 |
9 |
.880 |
1.375 |
68.883 |
|
|
|
10 |
.841 |
1.315 |
70.198 |
|
|
|
64 |
.104 |
.163 |
100.000 |
|
|
|
Extraction Method: Principal Component Analysis. |
با توجه به مقادیر جدول فوق، یکی از متداولترین طُرق تعیین مؤلفهها و عاملهای مقتضی، استفاده از آمارۀ مقدار ویژه یا ارزش ویژه[58] است که مبتنی بر آن بهترین مدل، ساده ترین مدل می باشد- یعنی، با کمترین عامل، بیشترین واریانس مجموعۀ اولیۀ گویههای مربوط به متغیرهای پژوهش را تبیین میکند. از این رو، بهترین مؤلفهها و عاملها آنهایی هستند که بیشترین واریانس مجموعۀ گویههای منفرد را در متغیرهای پژوهش تبیین میکنند. بنابراین مقدار ویژه (E.V) اندازه ای است که نشان دهندۀ مقدار واریانس[59] در مجموعۀ عاملهای اولیه است که توسط عامل مورد نظر تبیین میشود. هر چه این مقدار بیشتر باشد، آن عامل واریانس بیشتری را تبیین میکند و هر چه مقدار کل واریانس تبیین شده بیشتر باشد، راه حل بهتر است. درواقع، مقدار ویژه (E.V) هر عامل مقدار واریانس همۀ متغیرهاست که توسط آن عامل تبیین میشود. عاملهایی که مقدار ویژه آنها از یک بیشتر است (E.V > 1) یعنی هشت عامل اول در جدول فوق، بهترین عاملها هستند و بقیه عامل ها که کمتر از 1 می باشند، ضعیف ترین عامل ها تلقی می شوند. چنانچه مقدار ویژه تعداد زیادی عامل از یک بیشتر شود، یکی از طُرق حذفِ این نوع عاملها بررسی مقدار کل واریانس تبیین شدۀ مجموعۀ تمامی گویهها بوسیلۀ شماری از عاملهاست. لذا دادههای درصد تجمعی[60] این اطلاعات را به محقق میدهد. برمبنای دادههای درصد تجمعی که با افزایش تعداد عاملها بر مقدار واریانس تبیین شده افزوده میشود، در اینجا باید نقطهای را که بعد از آن افزایش عاملها منجربه افزایش زیادی در مقدار کل واریانس تبیین شده نمیشود تعیین کرد و فقط عاملهای بالای این نقطه را انتخاب نمود- همانطور که در نمودار سنگ ریزه زیر نشان داده شده است. البته استخراج مقدماتی عاملها مشخص نمیکند که چه گویههایی به چه عاملهایی تعلق دارند و بسیاری از گویهها بار (Load) چند عامل میشوند و پارهای از عاملها هم تقریباً حامل تمامی گویهها هستند. از آنجا که طبق ستون مربوط به مجموعۀ بارهای مجذور شدۀ عوامل استخراج شده قبل از چرخش عوامل[61] ، گویههای استخراج شده هر یک مقداری از واریانس کل را تبیین میکنند و در عین حال طبق ستون مربوط به مجموعۀ بارهای مجذور شدۀ عوامل استخراج شده بعد از چرخش عوامل[62] ، به نظر تغییراتی در دادهها مشاهده گردد. همانطور که در نمودار سنگ ریزه زیر نیز قابل مشاهده است، بهترین عامل، عامل های 1تا9 است که مقدار ارزش ویژه آنها بالاتر از 1 یا (E.V > 1) باشد.
نمودار 1: نمودار سنگریزهای حاصل از تحلیل عاملی
آمار استنباطی (آزمون فرضیههای پژوهش)
اول) آزمون فرضیههای دومتغیره (دو به دو)
جدول5: ماتریس همبستگی بین متغیرهاى اصلى تحقیق
همبستگیپیرسون R |
عوامل مؤثر بر نگرش به شهروندیِگفتگویی |
نگرش به شهروندی گفت وگویی |
||||
سازمانی |
قانونی |
مشتری |
هنجاری |
اقتضایی |
||
شهروندی سازمانی |
1 |
.767** |
.707** |
.692** |
.640** |
.801** |
|
.000 |
.000 |
.000 |
.000 |
.000 |
|
شهروندی قانونی |
.767** |
1 |
.807** |
.732** |
.657** |
.725** |
.000 |
|
.000 |
.000 |
.000 |
.000 |
|
شهروندی مشتری |
.707** |
.807** |
1 |
.774** |
.664** |
.688** |
.000 |
.000 |
|
.000 |
.000 |
.000 |
|
شهروندی هنجاری |
.692** |
.732** |
.774** |
1 |
.848** |
.777** |
.000 |
.000 |
.000 |
|
.000 |
.000 |
|
شهروندی اقتضایی |
.640** |
.657** |
.664** |
.848** |
1 |
.741** |
.000 |
.000 |
.000 |
.000 |
|
.000 |
|
شهروندیگفتگویی |
.801** |
.725** |
.688** |
.777** |
.741** |
1 |
.000 |
.000 |
.000 |
.000 |
.000 |
|
طبق جدول 6 و 7 ، نتیجة آزمون فرضیۀ روابط بین متغیرهای زمینهای(به صورت دو به دو: جنسیت، سن، مسکن، منطقه مسکونی، اشتغال، نوع شغل، تحصیلات، درآمد و بعدخانوار) با متغیر وابسته (نگرش به شهروندیِگفتگویی) و همچنین با متغیرهای مستقل (به صورت دو به دو: نگرش به شهروندیِ قانونی، هنجاری، مشتری، سازمانی و اقتضایی) ملاحظه میگردد:
جدول6: رابطه متغیرهای زمینهای با نگرش به شهروندی گفت وگویی
آماره
متغیرزمینهای |
پیرسون - کای اسکوئر (Pearson Chi-Square) |
ضریب وی- کرامرز (Cramer's V) |
|||
مقدار Value |
درجهآزادی Df. |
سطح معناداری Sig. |
مقدار value |
سطح معناداری Sig. |
|
جنسیت |
199.6 |
158 |
0.014 |
0.53 |
0.014 |
وسیله نقلیه |
209.1 |
155 |
0.002 |
0.56 |
0.002 |
وضع تأهل |
1088 |
484 |
0.000 |
0.71 |
0.000 |
وضعیت اشتغال |
400.5 |
298 |
0.000 |
0.55 |
0.000 |
نوع شغل |
331.7 |
286 |
0.03 |
0.54 |
0.032 |
وضعیت مسکن |
556.9 |
456 |
0.001 |
0.52 |
0.001 |
منطقه سکونت |
3659 |
3045 |
0.000 |
0.52 |
0.000 |
جدول7: رابطه متغیرهای زمینهای با نگرش به شهروندی گفت وگویی
همبستگی متغیر زمینهای |
همبستگی پیرسون (Pearson Correlation) |
|
مقدار (Value) |
سطح معنی داری Sig. (2-tailed) |
|
تحصیلات |
0.038- |
0.31 |
سطوح درآمدی |
0.014- |
0.71 |
بعد خانوار |
0.003 |
0.94 |
سن |
051.- |
0.18 |
دوم) آزمون فرضیۀ با استفاده از رگرسیون چندگانه (R)
q طبق آزمون فرضیۀ تأثیر متغیرهای زمینهای (به صورت دو به دو: جنسیت، سن، مسکن، منطقه مسکونی، اشتغال، شغل، تحصیلات، درآمد و بعدخانوار) و متغیرهای مستقل (نگرش به شهروندیِ: قانونی، هنجاری، مشتری، سازمانی و اقتضایی) بر متغیر وابسته (نگرش به شهروندی گفت وگویی)، ملاحظه می گردد که طبق جدول 8 تا جدول 11- با استفاده از آزمون تحلیل رگرسیون چندگانه (R) که یکى دیگر از روشهای نیکویی برازش مُدل نظرى است- برمبناى کاربرد ضرایب بتاى استاندارد (βi) میتوان برآوردهاى کمّى روابطِ عِلّى بین مجموعه اى از متغیرها را به دست آورد (محسنى تبریزى و شیرعلی، 1388: 161-160). در ضمن آمارۀ R2 علاوه بر تبیین نمایش مقدار واریانس متغیرهاى مستقل بر متغیر وابسته، نشان میدهد که مُدل تا چه اندازه برازندۀ مجموعه اى از دادههاست. هر چه مقدار R2 بالاتر باشد، مُدل قویتر است؛ لذا با مجذور میزان خطا (e2)، واریانس تبیین نشدۀ متغیرهاى باقیمانده به دست میآید (حبیب پورو صفرى، 1388: 520).
q لذا مُدلهای رگرسیونى که براى تبیین اثراتِ جداگانۀ متغیرهاى تأثیرگذار بر متغیر تأثیرپذیر مورد نیکویی برازش قرار گرفتهاند (حبیب پور و صفرى، 1388: 534-516)، در مجموع جدول 8 نشانگر این است که عوامل اصلی موثر شامل نگرش شهروندی سازمانی با ضریب تعیین(0.552=R2)؛ نگرش شهروندی سازمانی+ هنجاری با ضریب تعیین(0.657=R2) و نگرش شهروندی سازمانی+ هنجاری+ اقتضایی با ضریب تعیین(0.667=R2) در سطح نسبتاً بالایی رابطه بین نگرش جوانان به شهروندی گفت وگویی راتبیین مینمایند. بنابراین بین نگرش جوانان به شهروندیگفتگویی و نگرش شهروندی سازمانی، نگرش شهروندی هنجاری، نگرش شهروندی اقتضایی رابطه معنادار و نسبتاً شدیدی وجود دارد. همچنین، از میان عوامل مستقل زمینهای، متغیر جنسیت با ضریب تعیین(0.072=R2) در سطح ضعیف با نگرش جوانان به شهروندی گفت وگویی رابطه معنی داری داشته است.
q همچنین طبق جدول 9 نتایج آزمون فرضیات برای تعیین ضرایب رگرسیون چندگانۀ عوامل مؤثر بر نگرش جوانان به شهروندی گفت وگویی، نگرش شهروندی سازمانی با (0.491 =βi)، نگرش شهروندی هنجاری با(0.274=βi) و نگرش شهروندی اقتضایی با(0.167=βi) و متغیر زمینه ای جنسیت با ضریب (0.072- =βi) توانستند بیشتر از سایر عوامل در نیکویی برازش مدل نظری تحقیق موثر واقع شوند.
جدول8:.آزمون تحلیل رگرسیون چندگانۀ عوامل مؤثر بر نگرش به شهروندی گفت وگویی
مدل Method= Stepwise
|
R
|
R Square
|
Adjusted R Square
|
Std. Error of the Estimate
|
Change Statistics |
|
|||||||||||||
R Square Change |
F Change
|
df1
|
df2
|
Sig. F Change |
|
||||||||||||||
شهروندی سازمانی |
.743a |
.552 |
.550 |
.49735 |
.552 |
371.638 |
1 |
303 |
.000 |
|
|||||||||
شهروندی سازمانی+هنجاری |
.810b |
.657 |
.655 |
.43566 |
.105 |
92.263 |
1 |
302 |
.000 |
|
|||||||||
شهروندی سازمانی+ هنجاری + اقتضایی |
.817c |
.667 |
.664 |
.42989 |
.010 |
9.173 |
1 |
301 |
.003 |
|
|||||||||
شهروندی سازمانی+ هنجاری + اقتضایی+جنسیت |
.820d |
.672 |
.668 |
.42791 |
.005 |
4.705 |
1 |
299 |
.031 |
|
|||||||||
جدول 9: ضرایب رگرسیونی تأثیر مستقیم عوامل مؤثر بر نگرش به شهروندی گفت وگویی |
|||||||||||||||||||
مدل
|
Unstandardized Coefficients |
Standardized Coefficients |
T |
Sig. |
Correlations |
Collinearity Statistics |
|||||||||||||
B |
Std. Error |
Beta |
Zero-order |
Partial |
Part |
Tolerance |
VIF |
||||||||||||
مقدار ثابت(Constant) |
.569 |
.102 |
- |
50590 |
.000 |
- |
|
|
|
|
|||||||||
شهروندی سازمانی |
.405 |
.035 |
.491 |
11.72 |
.000 |
.743 |
.561 |
.388 |
.624 |
1.604 |
|||||||||
شهروندی هنجاری |
.247 |
.053 |
.274 |
4.694 |
.000 |
.707 |
.262 |
.155 |
.322 |
3.104 |
|||||||||
شهروندی اقتضایی |
.161 |
.053 |
.167 |
3.029 |
.003 |
.649 |
.172 |
.101 |
.366 |
2.732 |
|||||||||
جنسیت |
-.108 |
.050 |
-.072 |
-2.169 |
.031 |
-.086 |
-.124 |
-.072 |
.988 |
1.012 |
|||||||||
جدول 10: ANOVA تأثیر مستقیم عوامل مؤثر بر نگرش به شهروندی گفت وگویی
مدل Method= Stepwise
|
Sum of Squares مجموع مجذورات |
Df درجه آزادی |
Mean Square مجذور میانگین |
F
|
Sig.
|
|
شهروندی سازمانی
|
Regression |
92.160 |
1 |
92.160 |
371.638 |
.000a |
Residual |
74.950 |
302 |
.248 |
|
|
|
Total |
167.060 |
303 |
|
|
|
|
شهروندی سازمانی شهروندی هنجاری |
Regression |
109.730 |
2 |
54.865 |
288.105 |
.000b |
Residual |
57.321 |
301 |
.190 |
|
|
|
Total |
167.050 |
303 |
|
|
|
|
شهروندی سازمانی شهروندی هنجاری شهروندی اقتضایی |
Regression |
111.439 |
3 |
37.146 |
200.389 |
.000c |
Residual |
55.611 |
300 |
.185 |
|
|
|
Total |
167.050 |
303 |
|
|
|
|
شهروندی سازمانی شهروندی هنجاری شهروندی اقتضایی جنسیت |
Regression |
112.300 |
4 |
28.075 |
153.324 |
.000d |
Residual |
54.750 |
299 |
.183 |
|
|
|
Total |
167.050 |
303 |
|
|
|
جدول 11: ضرایب رگرسیونی تأثیر غیرمستقیم عوامل مؤثر بر نگرش به شهروندی گفت وگویی
مدل
|
Beta In |
T |
Sig. |
|
Collinearity Statistics |
||
Tolerance |
VIF |
Minimum Tolerance |
|||||
تاهل |
.022d |
.640 |
.523 |
.037 |
.923 |
1.083 |
.321 |
منطقه |
.060d |
1.777 |
.077 |
.102 |
.943 |
1.060 |
.305 |
تحصیلات |
-.016d |
-.465 |
.642 |
-.027 |
.975 |
1.026 |
.322 |
مسکن |
.014d |
.427 |
.670 |
.025 |
.982 |
1.018 |
.318 |
اشتغال |
-.003d |
-.087 |
.931 |
-.005 |
.949 |
1.053 |
.321 |
نوع شغل |
.008d |
.235 |
.815 |
.014 |
.965 |
1.037 |
.320 |
وسیله رفت و آمد |
-.001d |
-.037 |
.971 |
-.002 |
.849 |
1.177 |
.321 |
درآمد |
.007d |
.197 |
.844 |
.011 |
.953 |
1.050 |
.322 |
بعد خانوار |
.001d |
.035 |
.972 |
.002 |
.987 |
1.013 |
.322 |
سن |
-.013d |
-.398 |
.691 |
-.023 |
.994 |
1.006 |
.320 |
شهروندی قانونی |
.054d |
1.016 |
.311 |
.059 |
.395 |
2.532 |
.295 |
شهروندی مشتری |
.016d |
.291 |
.771 |
.017 |
.376 |
2.662 |
.266 |
همانطور که جدول11 نشان می دهد هیچ کدام از عوامل موثر (اصلی و زمینه ای) فوق رابطه معنی داری با نگرش جوانان به شهروندی گفت وگویی ندارند و میزان ضرایب تاثیر آنها به صورت غیر مستقیم - بین حداقل 02/0 تا حداکثر 06/0- می باشد.
سوم) تحلیل مسیر عوامل مؤثر بر نگرش جوانان به شهروندی ِگفتگویی
طبق جدول 12 سعی شده در قالب تحلیل مسیر عوامل مؤثر بر نگرش جوانان شهر تهران به شهروندی ِگفتگویی، به ترسیم نیکویی برازش مُدل نظری پرداخته شود. لذا از میان عوامل اصلی که به صورت آشکار و مستقیم بر نگرش جوانان بر شهروندی گفتگویی تاثیر گذاشته اند می توان به شهروندی سازمانی با ضریب تاثیر(0.468)، شهروندی هنجاری با ضریب تعیین(0.241) و شهروندی اقتضایی با ضریب تاثیر(0.181) نام برد. همچنین، برمبنای مجموع اثراتِ مستقیم و غیرمستقیم متغیرهاى آشکار، از بیشترین و قویترین تأثیرِ بر نگرش جوانان به شهروندی گفت وگویی، سه نگرش شهروندیسازمانی با ضریب تاثیر(670/0)، شهروندیهنجاری با ضریب تاثیر(381/0) و شهروندیاقتضایی با ضریب تاثیر(181/0) عواملی اصلی هستند که به صورت مستقیم و غیر مستقیم و آشکار بر متغیر نگرش جوانان به شهروندی گفت وگویی تاثیر گذاشتهاند. همچنین از میان عوامل اصلی دیگری که به صورت پنهان و غیر مستقیم بر نگرش جوانان بر شهروندی گفت و گویی تاثیر گذاشته اند می توان از نگرش شهروندی قانونی با ضریب تاثیر (0.485) و نگرش شهروندی مشتری با ضریب تاثیر (0.255)نام برد. از میان عوامل زمینه ای که به صورت متغیر پنهان و غیر مستقیم بر نگرش جوانان بر شهروندی گفت و گویی تاثیر گذاشته اند می توان از متغیر جنسیت با ضریب تاثیر(0.072-)، منطقه مسکونی با ضریب تاثیر (0.023-)، وضع اشتغال با ضریب تاثیر (0.027) و وسیله رفت و آمد با ضریب تاثیر(0.104-) نام برد. بقیه متغیرهای زمینه ای از جمله سن، تأهل، تحصیلات، مسکن، نوع شغل ، درآمد و بعدخانوار هیچ گونه تاثیری بر نگرش جوانان بر شهروندی گفتگویی نگذاشته اند.
جدول12: تحلیل مسیر عوامل مؤثر بر نگرش جوانان به شهروندی ِارتباطی
عوامل موثر بر نگرش جوانان به شهروندی گفت وگویی Method=Enter |
تاثیر مستقیم |
تاثیر غیرمستقیم |
مجموع تاثیر مستقیم و غیرمستقیم |
|
متغیرهای آشکار |
شهروندی سازمانی |
.468 |
.202 |
.670 |
شهروندی هنجاری |
.241 |
.140 |
.381 |
|
شهروندی اقتضایی |
.181 |
- |
.181 |
|
متغیرهای پنهان |
شهروندی قانونی |
|
.485 |
.485 |
شهروندی مشتری |
|
.255 |
.255 |
|
جنسیت |
|
-.076 |
-.076 |
|
سن |
|
- |
- |
|
تاهل |
|
- |
- |
|
منطقه سکونت |
|
-.023 |
-.023 |
|
تحصیلات |
|
- |
|
|
مسکن |
|
- |
|
|
وضع اشتغال |
|
.027 |
.027 |
|
نوع شغل |
|
- |
|
|
وسیله رفت و آمد |
|
-.104 |
-.104 |
|
|
درآمد |
|
- |
- |
|
بُعد خانوار |
|
- |
- |
چهارم) مدل عِلّیِ عوامل مؤثر بر نگرش جوانان به شهروندی ِگفتگویی
نمودار 2 مدل تحلیل مسیر و نیکویی برازش مدل نظری تحقیق برمبنای مجموع اثراتِ مستقیم و غیرمستقیم، متغیرهاى آشکار و پنهان و مُدل علّیِ عوامل مؤثر تبیینکنندة نگرش جوانان شهر تهران به شهروندی گفت وگویی میباشد:
نمودار 2: مدل عِلّیِ عوامل مؤثر بر نگرش جوانان به شهروندی ِگفتگویی
|
|
بحث و نتیجهگیری
مفاهیم شهروندی و شهروندیگفتگویی، دو پایة استواریِ زندگی در جامعة امروزی انسانهاست. شهروندی، هویت و موجودیت فردی انسانها را به رسمیت میشناسد و گفتگوی اجتماعی، نسبت آنها را با جامعه تنظیم میکند. شهروندیگفتگویی در واقع، مبادله اطلاعات و تبادل نظر میان کنشگران اجتماعی است. این مبادله میتواند به صورت رسمی بین فعالان اجتماعی و دولت صورت گیرد و یا به صورت داوطلبانه در میان کنشگران جامعه و مستقل از دولت انجام پذیرد. بنابراین از دیدگاه جامعه شناختی، نظم یک پدیده جاری در کل نظام اجتماعی است که رفتار شهروندان را جهت میدهد. بعبارت دیگر، بواسطۀ مجموعه ای از پارامترها، رابطۀ هماهنگ و موزون بین مجموعه عناصر را در بین گروههای اجتماعی فراهم میکند، زیرا جامعۀ شهری همواره نیازمند یک نوع نظام هنجاری و ارزشی است و تنها همگرایی بین جهت و عمل سازمانهای اجتماعی است که میتواند زندگی اجتماعی را برمبنای یک نظم اجتماعی، طبیعی جلوه دهد- در غیر این صورت، تعارضات و تضادها نمایان میشود. در واقع، نظم و قانون در یک نظام اجتماعی تکمیل کنندۀ یکدیگرند یا به عبارتی، جامعۀ قانونمند یعنی جامعۀ نظم پذیر. لذا اگر قانون حاکم شود انتظار نظم بیشتر را هم میتوان داشت، اما چیزی که قانون و نظم را بیشتر توضیح میدهد شهروندی گفت وگویی[63] است. هدف عمدة این مطالعه، بررسی رابطة بین شهروندیگفتگویی و عوامل زمینهای موثر(ویژگیهای اجتماعی و اقتصادی پاسخگویان) و بررسی رابطة بین متغیر شهروندیگفتگویی(ابعاد تفاهمی، ارتباطی . مشارکتی) و مولفههای مختلف نگرش شهروندی(از جمله نگرش شهروندیِسازمانی، قانونی، هنجاری، مشتری و اقتضایی) و وضعیت شهروندیگفتگویی در میان جوانان مناطق گوناگونکلان شهر تهران بود. با توجه به یافتههای به دست آمده:
q میانگین پاسخهای جوانان به برخی از متغیرهای زمینهای از جمله: جنسیت، وضعیت شغلی و منطقه سکونت نشان می دهد که با وجود تفاوت در میانگین پاسخها، در کل هیچ نگرش مثبتی نسبت به متغیر شهروندیگفتگویی وجود ندارد. میانگین پاسخهای مربوط به متغیر «جنسیت» به انواع نگرششهروندی سازمانی، قانونی، مشتری، هنجاری و اقتضایی، مردان نسبت به زنان با میانگین حداقل3491/1 و حداکثر7109/1 و زنان با حداقل میانگین2195/1 و حداکثر6430/1 نشان داد که مردان نگرش مثبتتری به مولفههای شهروندی دارند، هرچند در نگاه کلی به نتایج پاسخها، هم زنان و هم مردان نگرش مثبتی نسبت به مولفههای شهروندی ندارند. همچنین، میانگین پاسخهای متغیر مستقل زمینهای «وضعیت اشتغال»(اعم از رسمی، قراردادی و پیمانی)و غیرشاغلین نشان دهندة آن است که پاسخگویان غیر شاغل با میانگین پاسخهای حداکثر8958/1 و حداقل5995/1 نسبت به پاسخگویان با مشاغل رسمی، پیمانی و قراردادی، نگرش مثبتتری به مولفههای شهروندی دارند. هرچند وضعیت شغلی پاسخگویان نیز در کل از نگرش مثبتی برخوردار نمیباشد. در میان متغیرزمینهای «منطقه مسکونی» در بخش اول مناطق، بیشترین میانگین پاسخها به مناطق11؛ 15؛ 18؛ 3؛ 4؛ 9؛ 13 در بین آنها، حداکثر میانگین به میزان9534/1 به منطقه11 و حداقل میانگین در این گروه با میزان5613/1 به منطقه13 اختصاص یافت. در بخش دوم مناطق مسکونی(22؛19؛5؛14؛7؛2؛10؛12؛1؛21؛16؛8؛20؛17)، میانگین پاسخگویان به حداکثر 4762/1 به منطقه 22 و حداقل با میانگین 2344/1 به منطقه17 تعلق داشت. در نتیجه، بیشترین میانگین به منطقه 22 و کمترین میانگین پاسخ ها به منطقه 17 اختصاص یافت. به عبارت دیگر، نگرش جوانان ساکن در منطقة 22 نسبت به منطقة 17 پیرامون شهروندی گفت وگویی مثبتتر می باشد- هر چند به طور کلی نتایج پاسخها نشان دهندة نگرش مثبت تری در بین جوانان مناطق 22گانة کلان شهر تهران نسبت به نگرش شهروندی گفت وگویی نیست.
q همچنین آمار توصیفی متغیرهای اصلی پژوهش در جدول 1 نشان می دهد که بالاترین میزان میانگین پاسخ ها به نگرش شهروندی مشارکتی به میزان 1.7859 و پایین ترین میانگین پاسخ ها در میان متغیرهای اصلی تحقیق به نگرش شهروندی مشتری به میزان 1.2962، است- هر چند در کل میانگین هیچ یک از متغیرهای اصلی نشان دهنده نگرش مثبت شهروندان جوان تهرانی به شهروندی ارتباطی نمی باشد.
q نتایج آزمون آلفای کرونباخ برای تحلیل گویهها و شاخصهای شهروندی گفت وگویی با میزان اعتبار (Alpha ≥ 0.88) نشان دهندة نیکویی برازش بالای گویههای شاخصهای شهروندیگفتگویی است. همچنین، برمبناى تحلیل عاملى تأئیدی مقدار KMO در بین کلیۀ متغیرهاى اصلى بیش از90 درصد برآورد شده است. لذا روابط موجود در بین گویهها برای تحلیل عاملی مورد نظر بسیار مناسب به نظر رسید و برای سنجش متغیرهای مربوطه در تحقیق از برازندگی کافی و اعتبار وافی برخوردار بودند. پس مقادیر مأخوذۀ KMO علاوه بر اینکه نشانگر کفایتِ نمونه بردارى محتوایی عالى مقیاس میباشند. در ضمن نشان میدهند که کلیۀ متغیرهاى اصلى از نظر کفایت نمونه بردارى مشکلى براى انجام تحلیل عاملى ندارند.
q آزمون تقریبی کُرَویتِ بارتلت (BTS) (سرمد و حجازی، 1382: 274- 268). آزمون BTS نیز با مقدار مجذور کاى (χ2) در سطح معنادارى قابل قبول نشان دهندۀ معنادارى ماتریس دادهها و وجود حداقل شرط لازم انجام تحلیل عاملى در مورد ماتریس دادههاى مربوط به کلیۀ متغیرهاى اصلى میباشد. لذا بدین وسیله کفایتِ ماتریس همبستگى گویههاى مربوط به متغیرهاى اصلى و احرازِ اعتبار سازهاى پرسشنامۀ تحقیق در بین جوانان کلانشهر تهران اعلام گردید.
q طبق جدول 5 ماتریس همبستگی متغیرهای موثر بر نگرش شهروندی گفت وگویی، رابطه معناداری بین شاخصهای(هشتگانة) شهروندی و شهروندی گفت وگویی وجود دارد و این رابطه در حد نسبتاً بالا و شدید است. نتیجه این که بین نگرش شهروندی تفاهمی، ارتباطی، مشارکتی، سازمانی، قانونی، مشتری، هنجاری و اقتضایی جوانان با یکدیگر و شهروندی گفت وگویی رابطه معنی داری وجود دارد.
q براساس جدول 6 و 7 ، نتیجة آزمون فرضیۀ روابط بین متغیرهای زمینهای(به صورت دو به دو: جنسیت، سن، مسکن، منطقه مسکونی، اشتغال، نوع شغل، تحصیلات، درآمد و بعد خانوار) با متغیر وابسته (نگرش به شهروندیِگفتگویی) و همچنین با متغیرهای مستقل (به صورت دو به دو: نگرش به شهروندیِ قانونی، هنجاری، مشتری، سازمانی و اقتضایی)، وجود رابطه معنی داری بین فرضیات را تأیید نمود، اما براساس نتیجه آزمون، فرضیه رابطة معنی داری بین متغیرهای زمینه ای از قبیل تحصیلات، سطح درآمد، بعد خانوار و سن و متغیر نگرش جوانان به شهروندی گفتگویی مشاهده نگردید.
q در ادامه نیکویی برازش مدل نظری تحقیق برمبنای مجموع اثراتِ مستقیم و غیرمستقیم متغیرهاى آشکار، از بیشترین و قویترین تأثیرِ نگرش شهروندیگفتگویی جوانان شهر تهران، میتوان به نگرش شهروندیسازمانی با ضریب تاثیر(0.670)، شهروندیهنجاری با ضریب تاثیر(0.381) و شهروندیاقتضایی با ضریب تاثیر(0.181) نام برد که به صورت آشکار و مستقیم و غیرمستقیم بر متغیر نگرش شهروندیگفتگویی تاثیر گذاشتهاند.
q بقیه متغیرهای مستقل نگرشهای شهروندی(قانونی با ضریب تاثیر (0.485)، شهروندی مشتری با ضریب تاثیر(0.255)) و متغیرهای زمینهای(جنسیت با ضریب تاثیر (0.076-)، منطقه مسکونی با ضریب تاثیر (0.023-)، وضعیت اشتغال با ضریب تاثیر (0.027)، وسیله رفت آمد با ضریب تاثیر (0.104-)) نیز به صورت غیر مستقیم و یا پنهان بر نگرش شهروندیگفتگویی جوانان کلان شهر تهران تاثیر گذاشته اند.
q در فرایند مدل نظری نیکویی برازش مدل علی تحقیق نتیجه میگیریم که سطح تحصیلات، سن، تأهل، مسکن، سطح درآمد، بعد خانوار، نوع شغل (دولتی یا غیردولتی) نتوانستند در تبیین رابطه بین متغیرهای مستقل زمیتهای و متغیر وابسته نگرش شهروندی گفت وگویی موثر واقع شوند. شاید این نتیجه نشانگر آن است که اغلب جوانان کلان شهر تهران با توجه به متغیرهای مذکور از سطح نازلی از نگرش شهروندی گفت و گویی با یکدیگر برخوردارند.
q در نهایت، نتایج یافتههای این پژوهش نشان داد که وضعیت نگرش شهروندی گفتگویی در بین جوانان کلان شهری چون تهران درمیان هر دو جنس از وضعیت مثبت و مناسبی برخوردار نیست و بهتر است بگوییم در وضعیت بحرانی قرار دارد. نتایج سنجش تاثیر عواملِ زمینهای و سایر عواملِ موثر در نگرش شهروندی گفت و گویی در بین جوانان این شهر به روشنی گویایِ این ادعاست. این نتایج می تواند زنگ خطری اجتماعی برای خانواده ها به عنوان کارگزار اصلی و اولیه فرهنگ پذیری و جامعه پذیری فرزندان و نهادهای سیاسی، فرهنگی، آموزشی و رسانه ای به عنوان کارگزاران ثانویة فرهنگ پذیری و جامعه پذیری مجدد جوانان باشد.
پیشنهادها
q با توجه به پژوهشهای گوناگونی که دراین زمینه انجام گرفت برخی از آنها فقط در زمینههای نظری بوده و پژوهشهای معدودی نیز در یکی دو شهر متوسط صورت گرفته که نتایج آن قابل تعیمم به کلان شهرها نیست- پیشنهاد می شود در سایر کلان شهرهای ایران نیز تحقیقات مشابهی صورت گیرد تا شاید بتوان به نتایج متفاوتتری دست یافت.
q همچنین با توجه به نتایج پژوهشهای انجام شده در این خصوص، انجام پژوهشهایی در این زمینه در میان سایر گروههای اجتماعی و صنوف شهری پیشنهاد میگردد.
q نظر به اهمیت موضوع این پژوهش که در دنیای مدرن، مخاطره آمیز و بحرانی امروز بر موضوع مهمی چون شهروندی گفت و گویی تمرکز یافته و بر فراهم سازی فضایی برابر، آزاد و دمکراتیک به معنای واقعی کلمه برای گفتگوی مستقل افراد و حضور دیالوگی و نه مونولوگی آنها در زندگی اجتماعی تاکید دارد و همچنین با توجه به فقر ادبیات و پیشینه پژوهشی ناکافی در این حوزه به ویژه در جامعه شهری ایران، انجام پژوهشهای بیشتر، منظمتر، دقیقتر و کاربردیتر در این زمینه پیشنهاد می گردد.
منابع