تحلیل فضایی اثرگذاری سرمایة اجتماعی بر تغییرات سطح توسعة پایدار در حوزه‌های روستایی مطالعة موردی: شهرستان بجنورد

قربانی, علی; عنابستانی, علی اکبر; شایان, حمید

doi:10.22108/sppl.2019.118588.1410

تعداد نشریات	43
تعداد شماره‌ها	1,637
تعداد مقالات	13,304
تعداد مشاهده مقاله	29,858,000
تعداد دریافت فایل اصل مقاله	11,940,381

تحلیل فضایی اثرگذاری سرمایة اجتماعی بر تغییرات سطح توسعة پایدار در حوزه‌های روستایی مطالعة موردی: شهرستان بجنورد

برنامه ریزی فضایی

مقاله 2، دوره 10، شماره 1، فروردین 1399، صفحه 1-28 اصل مقاله (3.06 M)

شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/sppl.2019.118588.1410

نویسندگان

علی قربانی¹؛ علی اکبر عنابستانی^* ²؛ حمید شایان²

¹دانشجوی دکتری گروه جغرافیا، دانشکده ادبیات و علوم انسانی، دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد، ایران

²استاد، گروه جغرافیا، دانشکده ادبیات و علوم انسانی، دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد، ایران

چکیده

طرح مسئله: در دو دهة اخیر بر مفهوم سرمایة اجتماعی به‌واسطة ارتباط آن با مؤلفه‌های بنیادین اجتماعی شامل آگاهی، مشارکت، اعتماد، انسجام و شبکة اجتماعی در راستای توسعة پایدار جوامع به‌ویژه جوامع روستایی تأکید شده است؛ بنابراین برای رسیدن به توسعة پایدار روستایی، برخورداری از سرمایة اجتماعی از ضروریات است.
هدف: هدف از انجام پژوهش حاضر، ارزیابی درجة اثرگذاری سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار سکونتگاه‌های روستایی و تحلیل فضایی آن در شهرستان بجنورد است.
روش: پژوهش حاضر توصیفی‌تحلیلی و نوع آن ازنظر هدف، بنیادی است. برای گردآوری اطلاعات از روش‌های اسنادی و میدانی استفاده شده است. جامعة نمونه، 22 روستای با بیش از 20 خانوار در شهرستان بجنورد است و از مجموع 4849 خانوار ساکن در نقاط روستایی نمونه، با فرمول کوکران حجم نمونه 298 خانوار محاسبه شد. این افراد با روش نمونه‌گیری تصادفی انتخاب شدند. برای آزمون مدل مفهومی پژوهش و بررسی تأثیر سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار سکونتگاه‌های روستایی، تکنیک حداقل مربعات جزئی و نرم‌افزار Smart PLS و مدل رگرسیون موزون جغرافیایی به کار رفت.
نتایج: با توجه به نتایج، ضرایب t بین متغیرهای اصلی پژوهش بیش از 58/2 است؛ یعنی رابطه معنادار و غیرمستقیم است؛ بدین ترتیب سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار سکونتگاه‌های روستایی تأثیر مثبت و معناداری دارد. براساس ضرایب کل، شبکة اجتماعی با ضریب 575/0، بیشترین و انسجام اجتماعی با ضریب 046/0، کمترین تأثیر را بر توسعة پایدار سکونتگاه‌های روستایی دارند.
نتایج تحلیل فضایی با استفاده از مدل GWR نشان داد ضریب تأثیر سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار روستایی در روستای ایزمان کم است و در میان‌زو در بالاترین سطح قرار دارد. درمجموع حدود 6/36درصد روستاها و 41درصد جمعیت روستایی شهرستان بجنورد ضریب تأثیری بین 871/0 تا 885/0 داشته‌اند.
نوآوری: در پژوهش حاضر برای نخستین‌بار بحث تحلیل فضایی اثرگذاری سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار با رگرسیون موزون جغرافیایی بررسی شده است.

کلیدواژه‌ها

سرمایة اجتماعی؛ توسعة پایدار روستایی؛ معادلات ساختاری؛ رگرسیون موزون جغرافیایی؛ بجنورد

اصل مقاله

مقدمه

اهمیت توسعة پایدار روستایی و جایگاه آن در توسعة کشورها برای همگان مشخص است؛ به‌ویژه کشورهای در حال ‌توسعه که هنوز بخش زیادی از جمعیت آنها در مناطق روستایی ساکن‌اند. توسعة پایدار روستایی، نقشی حیاتی در ابعاد اقتصادی، اجتماعی و محیط‌ زیستی کل جامعه دارد؛ به‌ویژه با سهم‌داشتن در تولید ناخالص ملی، امنیت و سلامت غذایی جامعه، تأمین مواد خام اولیه و ارتباط مستقیم با منابع طبیعی و محیط زیست و بهره‌برداری از آن (مریدالسادات و همکاران، 1396: 56).

سرمایة اجتماعی، مجموعه‌ای از منابع و ذخایر ارزشمندی است که به‌صورت بالقوه در روابط اجتماعی گروههای نخستین، ثانوی و سازمان اجتماعی جامعه وجود دارد (حیدری ساربان، 1393: 8). امروزه سرمایة اجتماعی را یکی از اجزای ثروت ملت‌ها و توسعة پایدار، یکی از ابزارهای ظرفیت‌سازی در اجتماعات، تدبیری برای پیشگیری از مشکلات اجتماعی و کاهش آنها و عاملی برای موفقیت برنامه‌های رفاه اجتماعی و ارتقای سلامت فردی و اجتماعی می‌دانند (حمیدی‌زاده، 1397: 94). شرط لازم برای پیشرفت هر جامعه‌ای به‌ویژه جوامع روستایی، گسترش انسجام اجتماعی، بسط مشارکت اجتماعی و از همه مهم‌تر، اعتماد متقابل (افراد و دولت) است که این سازه‌ها از مؤلفه‌های سرمایة اجتماعی هستند (فراهانی و همکاران، 1392: 29).

اثرگذاری سرمایة اجتماعی بر توسعه و پیشرفت روستاها کاملاً مشخص است و اجتماع روستایی همچون هر اجتماع دیگر در قالب اعتماد و مشارکت بهتر و بیشتر پیشرفت می‌کند (حیدری ساربان، 1390: 22). درواقع سرمایة اجتماعی به‌مثابة عاملی انسجام‌بخش، نقش مهمی در تسریع و تسهیل توسعة ساختارهای شبکة محلی دارد که درنهایت به توسعة روستایی منجر می‌شود (Aylward & Kelliher, 2009: 1-27)؛ همچنین شبکة بین سازمانی و ذی‌نفعان را قادر می‌سازد با استفاده از روابط موجود به بهبود دسترسی به اطلاعات مهم به‌مثابة یک مزیت رقابتی دست یابند (Fuller- Love & Thomas‚ 2004: 244). در این چهارچوب تحلیل رابطة بین سرمایة اجتماعی و توسعة روستایی با درنظرگرفتن مباحثی از قبیل کارایی برنامه‌ریزی، حکمروایی، مشارکت مدنی، عضویت در انجمن‌ها و توسعة شبکه‌های مبتنی بر همکاری متقابل محلی، همبستگی اجتماعی، هنجارها، ارزش‌ها و باورها و نیز پیوندها و تعاملات، بستر مناسبی را برای توسعة پایدار جوامع روستایی مهیا می‌سازد (Snelgrove et al., 2009: 1994؛ رکن‌الدین افتخاری و همکاران، 1394: 98؛ آذرباد و همکاران، 1389: 75-89).

بر این اساس سرمایة اجتماعی به‌مثابة یک ابزار نظری بسیار مهم برای تحلیل نقش متغیرهای اجتماعی در توسعة پایدار روستایی مطرح است (مریدالسادات و همکاران، 1396: 57 به نقل از Yokoyama & Ishida, 2006: 38) و شناخت وضعیت موجود سرمایة اجتماعی و مؤلفه‌های آن و جایگاه آنها در توسعة جوامع مختلف روستایی به‌منظور برنامه‌ریزی مناسب و متناسب مبتنی بر ویژگی‌های زمانی و مکانی هریک از این جوامع برای توسعة سکونتگاه‌های روستایی، امری ضروری است.

در شهرستان بجنورد به دلیل محرومیت زیاد به‌ویژه در نواحی روستایی شمال شهرستان، بررسی سطح سرمایة اجتماعی و تأثیر آن بر سطح توسعه‌یافتگی نواحی روستایی ضروری به نظر می‌رسد؛ بنابراین این پژوهش وضعیت سرمایة اجتماعی سکونتگاههای روستایی شهرستان بجنورد و تأثیر آن را بر شکل‌گیری توسعة پایدار در روستاهای نمونه بررسی کرده و در کنار آن، سنجش میزان سرمایة اجتماعی هریک از روستاها به همراه رتبه‌بندی روستاهای بررسی‌شده براساس میزان سرمایة اجتماعی و توسعة پایدار روستایی مدنظر بوده است.

مسئلة اصلی پژوهش حاضر این است که میزان اثرگذاری سرمایه‌های اجتماعی بر روند تغییرات سطح توسعة پایدار روستایی در منطقة مطالعه‌شده چقدر است.

پیشینة پژوهش

دربارة تبیین جایگاه سرمایة اجتماعی در توسعة پایدار ازجمله در مناطق روستایی، در چند دهة اخیر مطالعات زیادی انجام پذیرفته است؛ بنابراین الگوهای نظری مختلفی متشکل از ابعاد و مؤلفه‌های متعدد در این زمینه ارائه شده است. در ادامه به بعضی از این پژوهش‌ها اشاره می‌شود.

یوکویاما^{^[1]} (2006) تأثیر سرمایة اجتماعی را بر رفاه از راه تسهیل فعالیت‌های جمعی در جوامع روستایی 10 کشور شامل ژاپن، تایوان، مالزی، تایلند، اندونزی، هند و ایران بررسی کرده‌ است. وی معتقد است سرمایة اجتماعی در مفهومی گسترده مشتمل بر نهادها، ارتباطات، نگرش‌ها و ارزش‌هایی است که تعامل میان مردم را هدایت می‌کنند و در توسعة اقتصادی و اجتماعی نقش‌آفرین‌اند. از منظر وی سه نوع تأثیر سرمایة اجتماعی شامل افزایش دسترسی به اطلاعات و کاهش هزینة آن، تسهیل تصمیم و عمل جمعی و کاهش رفتارهای فرصت‌طلبانة اعضای جامعه است.

آنتیکو ماچکفسکی^{^[2]} (2010) در مطالعه‌ای تطبیقی دربارة نقش سرمایة اجتماعی در توسعة اقتصادی و کارآفرینی اجتماعی جامعه برای تعیین جایگاه سرمایة اجتماعی در دستیابی به مأموریت‌های سازمانی، به سه مؤلفة شبکه‌ها، اعتماد و تعامل برای سنجش سرمایة اجتماعی توجه کرده است. برمبنای یافته‌های وی، شبکه باعث تسهیل تغییرات اجتماعی می‌شود.

پرایتنو و همکاران^{^[3]} (2014) برای سنجش سطح سرمایة اجتماعی از پرسش‌هایی مانند احساس جامعه، توانمندسازی، رفتار همسایه و مشارکت در فعالیت‌های اجتماعی استفاده می‌کنند. نتایج نشان می‌دهد حس مکان و حس اجتماعی و بعضی از ویژگی‌های جمعیت‌شناختی، امکان مشارکت اجتماع را در روابط عمومی و توسعة مبتنی بر اجتماع ممکن می‌سازد.

یون و همکاران^{^[4]} (2015) برای سنجش میزان سرمایة اجتماعی و تأثیر آن بر کارآفرینی، از سه شاخص ساختاری، شناختی و رابطه‌ای استفاده کردند. نتایج پژوهش آنها حاکی از تأثیر مثبت سرمایة اجتماعی بر توسعة کارآفرینی است.

نتایج پژوهش گابریل کیروری^{^[5]}(2015) نشان می‌دهد خانوارهایی که سرمایة اجتماعی بیشتری دارند، از معیشت بهتری ازنظر تولید محصول برخوردارند.

طی سالیان اخیر بحث سرمایة اجتماعی در ایران توجه پژوهشگران و نظریه‌پردازانی را به خود جلب کرده و در پی آن، تعدادی کارهای نظری و تجربی نیز صورت گرفته است.

میرکتولی و همکاران (1390) در پژوهش خود به این نتیجه رسیدند که از بین شاخص‌های سرمایة اجتماعی، مشارکت در انتخابات، اعتماد به شورا و دهیار و دخالت مردم در پروژه‌های عمرانی، بیشترین نقش را در توسعة نواحی روستایی بازی می‌کنند. فتحی (1391) معتقد است بین تقویت سرمایة اجتماعی با افزایش سطح آگاهی و آموزش عمومی، بهبود بهداشت و سلامت، کاهش فقر و افزایش فرصت اقتصادی و سلامت محیط‌ زیست، رابطة معنا‌داری وجود دارد. یافته‌های پژوهش‌های صالحی امیری و امیرانتخابی (1392)، نصراللهی و اسلامی (1392)، سالاری سردری و همکاران (1393) و رومیانی و همکاران (1394)، حکایت از تأثیر مستقیم و معنا‌دار متغیر سرمایة اجتماعی بر ابعاد متغیر توسعة پایدار دارد؛ علاوه بر این سطح سرمایة اجتماعی و مشارکت در سکونتگاههای روستایی نسبت به سکونتگاههای شهری به‌مثابة عامل بومی محلی در روند توسعة منطقه بیشتر بوده که این قضیه در پیشبرد اهداف روند کاری توسعة پایدار منطقه بیشتر مؤثر است. نتایج مطالعة قربانی و همکاران (1397) در شهرستان ریگان بیان‌کنندة میزان اعتماد، مشارکت و سرمایة اجتماعی متوسط پیش از اجرای پروژه توانمندسازی جوامع محلی بوده است که پس از اجرای این پروژه میزان این شاخص‌ها افزایش‌ یافته و به حد مطلوبی رسیده است. حیدری و همکاران (1394) معتقدند آنچه روستای فارسینج کرمانشاه را به‌لحاظ توسعه‌یافتگی از روستاهای دیگر متمایز می‌سازد، الگوی بومی توسعه‌ای روستاست که برمبنای سرمایة اجتماعی برون‌گروهی شکل‌ گرفته است.

عنابستانی و همکاران (1392) معتقدند بعد سرمایة اجتماعی با ضریب تعیین 743/0، بیشترین تأثیر را بر میزان مشارکت در نواحی روستایی داشته است. محمودی و همکاران (1396) معتقدند مناطق روستایی از کمبود سرمایة اجتماعی رنج می‌برند که راهکاری مؤثر برای دستیابی به توسعة پایدار روستایی است. بخشی از نابرابری فضایی سرمایة اجتماعی در روستاهای مطالعه‌شده ناشی از تفاوت در میزان برخورداری از سرمایة اجتماعی درون‌گروهی و سرمایة اجتماعی برون‌گروهی است.

مطالعات صورت‌گرفته درزمینة سرمایة اجتماعی و توسعة روستایی کم نیستند؛ ولی عمدتاً تک‌وجهی و به چند مؤلفة سرمایة اجتماعی‌ محدودند؛ بنابراین با کاستی در دید یکپارچه و کل‌نگر روبه‌رو هستند. با واکاوی مطالعات صورت‌گرفته مشخص می‌شود بیشتر آنها عمدتاً از دید جامعه‌شناسی مسئله را بررسی کرده‌اند؛ بنابراین با توجه به مسائل مطرح‌شده و شناسایی شکاف اصلی صورت‌گرفته، پژوهش حاضر با دیدی یکپارچه و کل‌نگر به دنبال مطالعة رابطه و تحلیل فضایی اثرگذاری سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار در نقاط روستایی شهرستان بجنورد است.

مبانی نظری پژوهش

شرط لازم برای پیشرفت هر جامعه‌ای به‌ویژه جوامع روستایی، توسعة همه‌جانبه، ایجاد روابط گرم، گسترش انسجام اجتماعی، بسط مشارکت اجتماعی و از همه مهم‌تر، اعتماد متقابل (فرد، جامعه و دولت) است که این سازه‌ها از مؤلفه‌های سرمایة اجتماعی‌اند و در بستر مکان/ فضا مفهوم می‌یابند (جمعه‌پور و کیومرث، 1391: 91)؛ بنابراین سرمایة اجتماعی در نقش خرد جمعی و مسئولیت‌پذیری مدنی ظاهر می‌شود و جامعه را به مفهومی بیش از مجموعه‌افراد و قابلیت‌های آن تبدیل می‌کند و با تواناسازی جوامع روستایی برای مدیریت و پاسخ به چالش‌های اقتصادی، اجتماعی و زیست‌محیطی به‌‌مثابة تلاشی برای تضمین توسعة پایدار روستایی، بر عملکرد توسعه‌ای جامعه برای دوره‌ای طولانی تأثیر می‌گذارد (Cecchi, 2014: 65; Munasib & Jordan, 2011: 213). تهی‌شدن یک جامعه از سرمایة اجتماعی به ناکارآمدی بسیاری از سیاست‌ها در حوزه‌های برنامه‌ریزی (شهری، روستایی و منطقه‌ای) منجر می‌شود؛ زیرا سرمایة اقتصادی، طبیعی، فیزیکی، دانش فنی و حتی سرمایة انسانی در بستر وجود سرمایة اجتماعی بروز و ظهور می‌یابد و کارآمدی و تحقق، یا ناکارآمدی و اثربخش‌نبودن آنها به میزان سرمایة اجتماعی هر جامعه بستگی دارد (حیدری ساربان، 1393: 9). تحقق توسعة کشورها مستلزم بهره‌گیری از استعداد و توان و حضور فعالانة مردم و مشارکت آنان در مراحل مختلف در فرایند توسعه در جوامع محلی و ملی است که تحقق این مهم نیز تا حدود زیادی به تقویت سرمایة اجتماعی در مناطق روستایی وابسته است (اعظمی و سروش‌مهر، 1389: 180).

سرمایة اجتماعی با مشارکت مردم محلی (روستاییان)، همبستگی اجتماعی، عضویت در انجمن‌ها و شبکه‌ها، هنجارها، ارزش‌ها و باورها و نیز پیوندها و تعاملات از راه ظرفیت‌سازی، توانمندسازی، نهادسازی یا توسعة نهادی و در چهارچوب برنامه‌ریزی راهبردی مشارکتی، تعاملی و ارتباطی با پارادایم فضایی در سطوح ملی، منطقه‌ای و محلی به شکل‌گیری جامعه‌ای نهادگرا، غیرمتمرکز، مشارکتی، تعاملی و ارتباطی همراه با عدالت فضایی می‌انجامد که درنتیجة آن توسعة پایدار روستایی تحقق می‌یابد (مریدالسادات و همکاران، 1396: 58). تقویت سرمایة اجتماعی در مناطق روستایی روند توسعه را تسریع می‌بخشد و اندکی از آسیب‌های اجتماعی واردشده به این قشر ضعیف جامعه می‌کاهد و گام مؤثری برای رسیدن به توسعة پایدار روستایی تلقی می‌شود (احمدی فیروزجایی و همکاران، 1385: 95)؛ همچنین تقویت سرمایة اجتماعی در مناطق روستایی کنش‌های ارتباطی روستاییان را افزایش می‌دهد تا حضور و ظهور داوطلبانة آنها به‌ویژه قشر فقیر در صحنه‌های اجتماعی و اقتصادی آسان و درنهایت با فعال‌سازی مردم، زمینة توانمندی آنها مهیا شود و احساس تعلقشان به مکان زندگی افزایش یابد (پورطاهری و همکاران، 1388: 8).

دربارة سرمایة اجتماعی نظریه‌ها و رویکردهای متعددی وجود دارد:

جورج زیمل^{^[6]}: زیمل معتقد بود ساختار جامعه ترکیب‌یافته از واقعیت‌های دوگانه‌ای است که دربرابر هم معنی می‌گیرند و گاه ممکن است این تقابل نشان‌دهندة دو دوره از تکامل تاریخ باشد؛ ولی به هر حال درک هر کدام مستلزم درک دیگری و درک کلیت و تمامیت جامعـه نیز مستلزم درک روابط این اجزای دوگانه است.

آنتونی گیدنز^{^[7]}: آنتونی گیدنز بین دو نوع اعتماد تمایز قائل می‌شود: اعتماد به افراد خاص و اعتماد به افراد یا نظام‌های انتزاعی. اعتماد انتزاعی دربرگیرندة آگاهی از مخاطره و فرد مورد اعتماد است (حمیدی‌زاده، 1397: 95).

پیر بوردیو^{^[8]}: در دیدگاه بوردیو، سرمایة اجتماعی، نوعی محصول اجتماعی ناشی از تعامل اجتماعی است. تأکید وی بر مشارکت فرد در شبکه‌های اجتماعی است که این مشارکت سبب دسترسی او به منابع و امکانات گروه می‌شود (فراهانی و همکاران، 1392: 30).

جیمز کلمن^{^[9]}: به اعتقاد وی، سرمایة اجتماعی بـه سه شکل ظاهر می‌شـود: 1. تکالیف و انتظاراتی که به میزان قابلیت اعتماد بـه محیط اجتماعی بستگی دارد؛ 2. ظرفیت اطلاعات برای انتقال و حرکت در ساختار اجتماعی تا پایه‌ای برای کنش فراهم شود؛ 3. وجود هنجارهایی توأم با ضمانت اجرایی مؤثر. کلمن معتقد است سرمایة اجتماعی متعلق به تعامل اجتماعی است (رکن‌الدین افتخاری و همکاران، 1394: 89).

فرانسیس فوکویاما^{^[10]}: وی بر وجود هنجارها و ارزش‌های غیررسمی در یک گروه تأکید دارد. ازنظر او هنجارهایی که تولید سرمایة اجتماعی می‌کنند، اساساً باید شامل سجایایی از قبیل صداقت، ادای تعهدات و ارتباطات دوجانبه باشند (قربانی و همکاران، 1397: 5).

رابرت پاتنام^{^[11]}: تأکید وی بـر مفهوم اعتماد است و سرمایة اجتماعی را مجموعه‌ای از مفاهیمی مانند اعتماد، هنجارها و شبکه‌ها می‌داند که موجب ایجاد ارتباط و مشارکت بهینة اعضای یک اجتماع خواهد شد و درنهایت منافع متقابل آنان را تأمین خواهد کرد (همان، 4).

براساس مبانی نظری و ادبیات و واکاوی موضوع، مدل مفهومی پژوهش حاضر در شکل (1) ارائه شده است.

توسعه پایدار روستایی

بعد اقتصادی

بعد اجتماعی

سرمایه اجتماعی

اعتماد اجتماعی

مشارکت اجتماعی

آگاهی اجتماعی

شبکه اجتماعی

شکل- 1: الگوی مفهومی تابع ساختاری تأثیر سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار روستایی

(منبع: یافته‌های پژوهش، 1398)

روش‌شناسی پژوهش

برای تعیین حجم خانوارهای مدنظر در روستاهای نمونه، با استفاده از فرمول کوکران با خطای 0.055درصد، تعداد 298 خانوار محاسبه شدند و برای مشخص‌کردن حجم خانوار نمونه در روستاهای نمونه، با احتساب 10 نمونه به‌‌مثابة پایه برای هر روستا، باقی‌ماندة نمونه‌ها با توجه به تعداد خانوارها، بین روستاهای نمونه تقسیم شد (جدول 1).

جدول- 1: تعداد نمونه‌ها از هر روستا و نمونة کل

ردیف	نام روستا	بخش	دهستان	تعداد خانوار	حجم نمونه	ردیف	نام روستا	بخش	دهستان	تعداد خانوار	حجم نمونه
1	اسدلی	مرکزی	آلاداغ	78	11	12	قراجه	مرکزی	بدرانلو	118	12
2	رشوانلو	مرکزی	آلاداغ	40	11	13	استاد تیمورتاش	مرکزی	بدرانلو	83	11
3	گریوان	مرکزی	آلاداغ	765	22	14	پسرکانلو	مرکزی	بدرانلو	77	11
4	درتوم	مرکزی	آلاداغ	306	15	15	گلی	مرکزی	بدرانلو	331	15
5	کلاته نقی	مرکزی	آلاداغ	187	13	16	بیدک	مرکزی	بدرانلو	953	25
6	کلاته یاوری	مرکزی	آلاداغ	277	14	17	ناوه	گرمخان	گرمخان	118	12
7	پیغور	مرکزی	باباامان	155	12	18	عبدل‌آباد	گرمخان	گرمخان	60	11
8	طراقی ترک	مرکزی	باباامان	243	14	19	نوده	گرمخان	گرمخان	423	17
9	کوه‌کمر	مرکزی	باباامان	105	12	20	پاکتل	گرمخان	گرمخان	48	11
10	باباامان	مرکزی	باباامان	199	13	21	ایزمان پایین	گرمخان	گیفان	115	12
11	اترآباد علیا	مرکزی	بدرانلو	40	11	22	میانزو	گرمخان	گیفان	128	13
جمع										4849	298

روش پژوهش حاضر با رویکرد جغرافیایی، روش‌شناسی توصیفی‌تحلیلی و مبتنی بر شیوه‌های کمی و کیفی است. ابزار سنجش را پرسش‌نامة پژوهشگرساخته تشکیل داده است. با استفاده از آزمون KMO، میزان روایی گویه‌های تبیین‌کنندة سرمایة اجتماعی برابر با 71/0 و توسعة پایدار روستایی برابر با 761/0 است و براساس نتایج آزمون اعتبار سازه‌ای، ضریب آلفای کرونباخ به‌دست‌آمده از پرسش‌نامة طراحی‌شده برای سنجش سرمایة اجتماعی در روستاهای مدنظر برابر با 793/0، توسعة پایدار روستایی برابر با 754/0 و کل پرسش‌نامة پژوهش برابر با 891/0 است و درنتیجه پایایی یا اعتبار پرسش‌نامه تأیید می‌شود. پس از گردآوری و دسته‌بندی داده‌ها، از روش آمار توصیفی و استنباطی در محیط نرم‌افزار SPSS و همچنین برای استخراج مدل معادلات ساختاری و تعیین میزان اثر سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار روستایی از نرم‌افزار Smart PLS استفاده شد. همچنین از تکنیک ترکیبی تصمیم‌گیری WASPAS و ARAS برای تحلیل فضایی و رتبه‌بندی روستاهای نمونه و در ادامه برای شناسایی اثرگذاری عوامل مکانی‌فضایی بر سرمایة اجتماعی از مدل رگرسیون موزون جغرافیایی^{^[12]} (GWR) استفاده شد.

برای انتخاب شاخص‌های پژوهش، نخست با واکاوی انتقادی مطالعات انجام‌شده، شاخص‌ها فهرست و در گام دوم، شاخص‌های اولیه به‌منظور شناسایی گویه‌های سرمایة اجتماعی و توسعة پایدار غربال و به شاخص‌های اصلی محدود شدند که پس از نهایی‌شدن شاخص‌ها و گویه‌ها، پرسش‌نامة استخراجی از مردم محلی روستا در قالب گزینه‌های 5 طیفی لیکرت (بسیار کم، کم، متوسط، زیاد و بسیار زیاد) تکمیل و نتایج استخراج شد (جداول 2 و 3).

جدول- 2: مؤلفه‌ها و شاخص‌های تبیین‌کنندة متغیر سرمایة اجتماعی

ابعاد	شاخص	تعداد گویه	آلفای کرونباخ	ابعاد	شاخص	تعداد گویه	آلفای کرونباخ
ابعاد	شاخص	تعداد گویه	آلفای کرونباخ	ابعاد	شاخص	تعداد گویه	آلفای کرونباخ
اعتماد اجتماعی	اعتماد بین فردی	8	694/0	مشارکت اجتماعی	مشارکت ذهنی	5	741/0
	تفاهم جمعی	5			مشارکت عینی	8
	وفای به عهد و پیمان	3			مشارکت رسمی	4
	اعتماد نهادی	6		آگاهی اجتماعی	آگاهی فردی‌اجتماعی	10	816/0
	اعتماد به دولت	6			استفاده از تجارب	3
انسجام اجتماعی	احترام و صمیمیت افراد	5	672/0		دسترسی به منابع اطلاعاتی	3
	درگیری و نزاع	6			توانایی و مهارت فردی	3
	تعهد	4		شبکة اجتماعی	ارتباط خویشاوندی	4	758/0
	تعاون و همکاری	6			تعامل با نهادهای مردمی و محلی	8
	یکپارچگی اجتماعی	5			تعامل با نهادهای دولتی	3
متغیر سرمایة اجتماعی		110	793/0		ارتباط برون‌گروهی	5

منابع: عنابستانی (1393)؛ میری و همکاران (1389)؛ فراهانی و همکاران (1392)؛ رکن‌الدین افتخاری و همکاران (1394)؛ شریفی و همکاران (1396)، رضوانی و همکاران (1394)؛ خانی و همکاران (1392)؛ نصراللهی و اسلامی (1392)؛ رومیانی و همکاران (1394)،Isanezhad et al.‚ (2014); Putnam‚ (2001); Grootaert et al.‚ (2004); Payton‚ (2003); Bhandari‚ (2013); Li et al.‚ (2005)

جدول- 3: مؤلفه‌ها و شاخص‌های تبیین‌کنندة متغیر توسعة پایدار روستایی

ابعاد	شاخص	تعداد گویه	آلفای کرونباخ	ابعاد	شاخص	تعداد گویه	آلفای کرونباخ
بعد محیطی‌کالبدی	کشاورزی پایدار	7	831/0	بعد اقتصادی	اشتغال‌زایی	5	685/0
	بهبود چشم‌انداز محیطی	4			بهبود درآمد و سرمایه‌گذاری	6
	بهره‌برداری مؤثر و متوازن	5			بهبود بهره‌وری	9
	اصلاح کیفیت اکوسیستم	5		بعد اجتماعی	برخورداری از خدمات زیرساختی	5	831/0
	مسئولیت‌پذیری زیست‌محیطی	4			برخورداری از خدمات آموزشی	8
	بهبود کیفیت بافت	8			برخورداری از خدمات بهداشتی	3
	بهبود ساخت‌وساز مساکن	9			مشارکت اجتماعی	5
متغیر توسعة پایدار روستایی		85	754/0		احساس رضایت	2

منابع: رکن‌الدین افتخاری و همکاران (1394)؛ رضایی و زارعی (1393)؛ خانی و همکاران (1392)؛ میری و همکاران (1389)؛ رومیانی و همکاران (1394)؛ عنابستانی (1393)؛ فرجی سبکبار و همکاران (1394)؛ Bell & Morse‚ (2003); Ahn et al.‚ (2002)

محدودة پژوهش

شهرستان بجنورد با مساحت 6563 کیلومترمربع در مرکز استان خراسان شمالی، پنج دهستان و دو بخش به نام‌های مرکزی و گرمخان دارد (شکل 2). جامعة آماری در این پژوهش، سکونتگاه‌های روستایی شهرستان بجنورد است که با توجه به آمار سال 1395، تعداد 150 روستای با بیش از 105378 جمعیت را شامل می‌شوند که از این تعداد، 135 روستا بیش از 20 خانوار (2/99درصد جمعیت روستایی) دارند.

در پژوهش حاضر برای انتخاب حجم روستاهای نمونه با استفاده از فرمول کوکران و با ضریب دقت 2/0، 22 روستا از بین روستاهای با بیش از 20 خانوار تعیین شد. در ادامه به‌منظور انتخاب روستاهای مطالعه‌شده، با بهره‌گیری از روش نمونه‌گیری سیستماتیک (با توجه به طول هر طبقه و تعداد نمونه در همان طبقه (k=N/n))، برپایة تعداد جمعیت روستاها، روستاهای نمونه انتخاب شدند. البته در انتخاب نمونة اول در هر طبقه به دو عامل توزیع فضایی نمونه‌ها در هر دهستان و فاصله از مرکز مجموعه یعنی شهر بجنورد نیز توجه شده است تا نمونه‌های انتخابی در تمام دهستان‌ها و در موقعیت‌های طبیعی گوناگون (کوهستانی/ دره‌ای/ دشتی) قرار داشته باشند.

شکل- 2: نقشة محدودة پژوهش در تقسیمات سیاسی استانی و کشوری

(منبع: یافته‌های پژوهش، 1398)

یافته‌های پژوهش

با توجه به نتایج به‌دست‌آمده، 8/66درصد پاسخگویان، مرد بوده‌اند و میانگین سنی آنها، 48/34 سال به دست آمد که 6/44درصد در گروه سنی 31 تا 40سالگی قرار داشته‌اند. یافته‌ها حاکی از آن است که 9/42درصد پاسخگویان تحصیلاتی در حد متوسطه و بالاتر داشته‌اند. 5/70درصد از افراد، متأهل و 52درصد پاسخگویان، کشاورز (زارع، باغدار و دامدار) بوده‌اند.

بررسی وضعیت سرمایة اجتماعی روستاییان

برای سنجش سرمایة اجتماعی سکونتگاه‌های روستایی در منطقة پژوهش، از ابعاد آگاهی اجتماعی، مشارکت اجتماعی، شبکة اجتماعی، انسجام اجتماعی و اعتماد اجتماعی به همراه 19 شاخص و 110 گویه در قالب طیف 5گزینه‌ای لیکرت استفاده شد. برپایة نتایج پژوهش ازنظر روستاییان، وضعیت متغیر سرمایة اجتماعی با میانگین 82/2 در حد متوسط به بالاست و بعد انسجام اجتماعی با میانگین 08/3، بیشترین و آگاهی اجتماعی با میانگین 54/2، کمترین مقدار را در سطح روستاهای نمونه داشته است (جدول 4).

برای اطلاع از وضعیت متغیر پژوهش در ابعاد و شاخص‌ها، میانگین نظرات روستاییان در آزمون T تک‌نمونه‌ای با میانة نظری 5/2 به کار رفت و پیش از آن، نرمال‌بودن داده‌ها با استفاده از آزمون کلموگروف - اسمیرنوف تأیید شد. برپایة نتایج آزمون T تک‌نمونه‌ای، انسجام اجتماعی بیشترین مقدار آمارة T (یعنی 14.39) را در سطح معناداری پذیرفته دارد. مقدار آمارة T برای متغیر سرمایة اجتماعی نیز برابر با 9.54 است. ازنظر روستاییان تمام شاخص‌های سرمایة اجتماعی (جز شاخص دسترسی به منابع اطلاعاتی با میانگین 18/2)، میانگین بیشتر از میانة نظری (یعنی 5/2) داشته است. میانگین نظرات پاسخگویان در 4 شاخص وفای به عهد و پیمان، اعتماد بین فردی، احترام و صمیمیت و تعاون و همکاری، بهتر و بیشتر از 3 است که شرایط بهتر ابعاد اعتماد و انسجام اجتماعی را در جامعة نمونه نشان می‌دهد. شاخص‌های تعاون و همکاری (با مقدار T 18.97)، اعتماد بین فردی (با مقدار T 14.03) و احترام و صمیمیت (با مقدار T 13.57)، از شاخص‌های مهم در تعیین متغیر سرمایة اجتماعی‌اند.

در توزیع فضایی میانگین سرمایة اجتماعی در سطح روستاها، روستاهای بیدک، کلاته‌یاوری و باباامان به ترتیب با میانگین 54/3، 27/3 و 25/3، بیشترین و روستای پاکتل، ایزمان پایین و اترآباد علیا به ترتیب کمترین آماره‌ها را دارند. شاخص‌های سرمایة اجتماعی روستاهای کلاته‌یاوری و باباامان در تمام آماره‌ها بیش از 3 است. برای بررسی دقیق‌تر و تعیین سطح سرمایة اجتماعی روستاهای نمونه از مدل ارزیابی تولید وزنی تجمعی (WASPAS) استفاده شد. در گام دوم پس از تشکیل ماتریس وضع موجود برای استانداردکردن آن، نخست باید وزن‌دهی شاخص‌ها صورت گیرد. در گام بعد برای محاسبة وزن شاخص‌ها و استانداردکردن ماتریس وضع موجود، با توجه به جهت شاخص‌ها (مثبت یا منفی) از روش بی‌مقیاس‌سازی نورم استفاده شده است. در ادامه نیز برآورد واریانس مقادیر نرمالیزه‌شدة اولیه صورت می‌گیرد. در ادامه براساس مقادیر مختلف ، شاخص Q_i مقادیر مختلف اختیار می‌کند. اگر شود، مدل واسپاس به مدل WPM و اگر شود، مدل واسپاس به مدل WSM تبدیل می‌شود. پس از محاسبة مقدار بهینة ، آن را در رابطة بالا قرار می‌دهیم و امتیاز هر گزینه را محاسبه می‌کنیم و سپس براساس آن، گزینه‌ها را رتبه‌بندی می‌کنیم. براساس نتایج حاصل از مدل WASPAS، روستاهای بیدک، کلاته‌یاوری و باباامان، بیشترین و روستاهای پاکتل، ایزمان پایین و اترآباد علیا، کمترین سطح سرمایة اجتماعی را دارند (جدول 5).

جدول- 4: ارزیابی وضعیت شاخص‌های سرمایة اجتماعی ازنظر روستاییان (استاندارد آزمون= 5/2)

ابعاد متغیر	شاخص‌ها	میانگین	مقدارآمارة t	سطح معناداری	ابعاد متغیر	شاخص‌ها	میانگین	مقدارآمارة t	سطح معناداری
آگاهی اجتماعی	آگاهی فردی‌اجتماعی	2.648	3.715	0.000	شبکة اجتماعی	ارتباط خویشاوندی	2.876	8.73	0.000
	استفاده از تجارب دیگران	2.588	2.102	0.036		تعامل با نهادهای مردمی و محلی	2.615	2.908	0.004
	دسترسی به منابع اطلاعاتی	2.18	6.845-	0.000		تعامل با نهادهای دولتی	2.689	4.276	0.000
	مهارت‌های فردی	2.755	5.929	0.000		ارتباط برون‌گروهی	2.909	10.055	0.000
	آگاهی اجتماعی	2.54	1.23	0.219		شبکة اجتماعی	2.77	7.69	0.000
مشارکت اجتماعی	مشارکت ذهنی	2.648	3.504	0.001	اعتماد اجتماعی	اعتماد بین فردی	3.129	14.031	0.000
	مشارکت عینی	2.83	8.263	0.000		تفاهم جمعی	2.881	8.047	0.000
	مشارکت رسمی	2.77	5.566	0.000		وفای به عهد	3.059	11.138	0.000
	مشارکت اجتماعی	2.75	6.29	0.000		اعتماد نهادی	2.856	7.207	0.000
انسجام اجتماعی	احترام و صمیمیت	3.2	13.565	0.000		اعتماد به دولت	2.881	8.532	0.000
	درگیری و نزاع	2.987	9.968	0.000		اعتماد اجتماعی	2.96	10.9	0.000
	تعهد	2.962	9.889	0.000
	تعاون و همکاری	3.276	18.971	0.000
	یکپارچگی اجتماعی	2.954	9.837	0.000
	انسجام اجتماعی	3.08	14.4	0.000

منبع: یافته‌های پژوهش، 1398

جدول- 5: مقادیر محاسبه‌شدة واریانس‌ها برای تمام گزینه و مقادیر محاسبه‌شدة مقدار Q و λ

نام روستا	میانگین	λ	Qi	رتبه	نام روستا	میانگین	λ	Qi	رتبه
قشلاق عبدل‌آباد	2.83	0.817	0.217	7	کوه‌کمر	2.87	0.819	0.216	9
اسدلی	2.61	0.833	0.198	16	میان‌زو	2.43	0.841	0.184	19
باباامان	3.25	0.798	0.249	3	ناوه	2.69	0.831	0.204	14
بیدک	3.54	0.789	0.267	1	نوده	2.85	0.823	0.216	8
درتوم	2.62	0.832	0.199	15	اترآباد علیا	2.41	0.844	0.183	20
گریوان	2.73	0.827	0.206	12	پاکتل	2.32	0.849	0.174	22
قراجه	2.58	0.834	0.196	18	پسرکانلو	2.70	0.828	0.205	13
گلی	2.60	0.837	0.196	17	پیغور	2.76	0.828	0.208	10
ایزمان پایین	2.34	0.849	0.178	21	رشوانلو	3.10	0.805	0.237	4
کلاته تقی	3.00	0.811	0.229	6	طراقی ترک	2.75	0.827	0.208	11
کلاته یاوری	3.27	0.797	0.250	2	استاد تیمورتاش	3.08	0.810	0.233	5

منبع: یافته‌های پژوهش، 1398

بررسی وضعیت توسعة پایدار روستایی در منطقه

برای سنجش سطح توسعة پایدار روستایی در منطقة پژوهش، از شاخص‌هایی در ابعاد اقتصادی، اجتماعی و محیطی‌کالبدی (15 شاخص و 85 گویه) در قالب طیف 5گزینه‌ای لیکرت استفاده شد. برپایة نتایج پژوهش ازنظر روستاییان، سطح توسعة پایدار روستایی برابر با میانگین 64/2 (بیش از میانگین 5/2) و نشان‌دهندة سطح متوسط توسعة پایدار در روستاهای پژوهش از دیدگاه روستاییان است. بعد محیطی‌کالبدی با میانگین 8/2، بیشترین و بعد اقتصادی با میانگین 56/2، کمترین مقدار را در سطح روستاهای نمونه داشته است (جدول 6).

مقایسة میانگین نظرات پاسخگویان با میانة نظری 5/2 و نتایج آزمون T تک‌نمونه‌ای نشان می‌دهد بعد محیطی‌کالبدی با آمارة T برابر با 2/11، بیشترین مقدار را به خود اختصاص داده است. مقدار آمارة T برای متغیر توسعة پایدار روستایی نیز بیش از میانة نظری تعریف‌شده و معادل 5 است.

جدول- 6: ارزیابی وضعیت ابعاد و شاخص‌های توسعة پایدار روستایی ازنظر روستاییان (استاندارد آزمون= 5/2)

ابعاد متغیر	شاخص‌ها و ابعاد	میانگین	مقدار آمارة t	سطح معناداری	ابعاد متغیر	شاخص‌ها و ابعاد		میانگین	مقدار آمارة t	سطح معناداری
بعد اقتصادی	اشتغال‌زایی	2.56	1.27	0.206	محیطی‌کالبدی	کشاورزی پایدار		3.00	26.07	0.000
	بهبود درآمد و سرمایه‌گذاری	2.33	3.94-	0.000		بهبود چشم‌انداز محیطی		2.58	1.93	0.054
	بهبود بهره‌وری	2.80	13.87	0.000		بهره‌برداری مؤثر و متوازن		2.95	16.16	0.000
	بعد اقتصادی	2.56	1.84	0.067		اصلاح کیفیت اکوسیستم		2.56	2.07	0.039
بعد اجتماعی	برخورداری از خدمات زیرساختی	2.51	0.31	0.757		مسئولیت‌پذیری زیست‌محیطی		2.74	5.64	0.000
	برخورداری از خدمات آموزشی	2.31	-4.97	0.000		بهبود کیفیت بافت		2.77	6.28	0.000
	برخورداری از خدمات بهداشتی	2.39	-2.87	0.004		بهبود ساخت‌وساز مساکن		2.97	10.62	0.000
	مشارکت اجتماعی	2.78	9.82	0.000		محیطی‌کالبدی		2.80	11.20	0.000
	احساس رضایت	2.84	6.53	0.000	متغیر توسعة پایدار روستایی		2.64		5.00	0.000
	بعد اجتماعی	2.57	2.02	0.045	متغیر توسعة پایدار روستایی		2.64		5.00	0.000

منبع: یافته‌های پژوهش، 1398

با استفاده از آزمون T تک‌نمونه‌ای با میانة نظری 5/2 ضمن اطمینان‌یافتن از نرمال‌بودن توزیع داده‌ها، با بهره‌گیری از آزمون کلموگروف - اسمیرنوف، نظرات روستاییان دربارة شاخص‌های توسعة پایدار روستایی بررسی شد. نتایج نشان می‌دهد مقدار آمارة T در تمام شاخص‌ها جز بهبود درآمد و سرمایه‌گذاری، برخورداری از خدمات بهداشتی و آموزشی بیش از مقدار متوسط (یعنی 5/2) است. شاخص‌های کشاورزی پایدار، بهره‌برداری مؤثر و متوازن و بهبود بهره‌وری به ترتیب با آماره‌های 07/26، 16/16 و 87/13، از شاخص‌های مهم در تبیین توسعة پایدار روستایی‌اند. شاخص‌های «بهبود درآمد و سرمایه‌گذاری، برخورداری از خدمات بهداشتی و آموزشی» ازنظر روستاییان وضعیت مناسبی نداشته‌اند و میانگین نظرات پاسخگویان در آزمون T کمتر از میانة نظری بوده است. در شاخص‌های اشتغال‌زایی و برخورداری از خدمات زیرساختی، سطح معناداری بیش از 05/0 بوده و نتایج آزمون T در این شاخص‌ها معنادار نشده است (جدول 6).

در توزیع فضایی توسعة پایدار روستایی در سطح روستاها، روستاهای باباامان، بیدک و کلاته‌یاوری به ترتیب با 14/3، 12/3 و 08/3، بیشترین و روستاهای میان‌زو، پاکتل، گلی و اترآباد علیا به ترتیب کمترین آماره‌ها را نشان می‌دهند. روستاهای بیدک، کلاته‌یاوری و باباامان در تمام شاخص‌های توسعة پایدار، میانگین بیش از 3 دارند. روستاهایی که از شرایط بهتر توسعة پایدار برخوردارند، به‌لحاظ فاصله به شهر بجنورد نزدیک‌ترند که این امر دسترسی به امکانات را برای روستاییان راحت‌تر کرده است.

برای تعیین بهترین گزینه از تکنیک مجموع نسبت‌ها یا ARAS استفاده شده است. این روش، یکی از بهترین روش‌های تصمیم‌گیری چند معیاره برای انتخاب بهترین گزینه است. بهترین گزینه آن است که بیشترین فاصله را از عوامل منفی و کمترین فاصله را از عوامل مثبت داشته باشد. در گام نخست، ماتریس امتیازدهی شاخص‌ها براساس معیارها (ماتریس تصمیم‌گیری) تشکیل شده است. برای تعیین وزن هریک از شاخص‌های به‌کاررفته از تکنیک آنتروپی شانون استفاده‌ و براساس روابط موجود و اوزان نهایی شاخص‌های تصمیم‌گیری، امتیاز موزون هریک از روستاها در جدول (7) ارائه‌ شده است.

جدول- 7: تحلیل فضایی توسعة پایدار در روستاهای مطالعه‌شده با استفاده از تکنیک ARAS

روستا	میانگین	Si	Ki	رتبه	روستا	میانگین	Si	Ki	رتبه
قشلاق عبدل‌آباد	2.77	0.048	0.878	6	کوه‌کمر	2.70	0.047	0.849	7
اسدلی	2.39	0.042	0.756	18	میان‌زو	2.29	0.040	0.724	21
باباامان	3.14	0.055	1.000	1	ناوه	2.53	0.044	0.800	11
بیدک	3.12	0.055	0.994	2	نوده	2.65	0.046	0.833	9
درتوم	2.58	0.045	0.815	10	اترآباد علیا	2.35	0.041	0.740	19
گریوان	2.64	0.046	0.834	8	پاکتل	2.30	0.040	0.724	22
قراجه	2.47	0.043	0.782	15	پسرکانلو	2.42	0.042	0.762	16
گلی	2.32	0.040	0.729	20	پیغور	2.53	0.044	0.799	12
ایزمان پایین	2.39	0.042	0.756	17	رشوانلو	2.89	0.051	0.922	5
کلاته تقی	2.92	0.051	0.930	4	طراقی ترک	2.50	0.044	0.793	14
کلاته یاوری	3.08	0.054	0.982	3	استاد تیمورتاش	2.56	0.044	0.798	13

منبع: یافته‌های پژوهش، 1398

با توجه به نتایج رتبه‌بندی مدل ARAS، روستای باباامان در رتبة اول و روستای پاکتل در رتبة آخر قرار گرفته است. روستاهای باباامان، بیدک و کلاته‌یاوری بیشترین امکانات و تسهیلات اقتصادی، اجتماعی و کالبدی را دارند که هرکدام از این ابعاد بر بعد توسعة پایدار روستایی اثر داشته و باعث بهبود و افزایش میانگین این متغیر شده است. در این رابطه شاخص‌هایی ازجمله فاصلة کمتر با مرکز شهرستان، راه اصلی و... بی‌تأثیر نیست؛ به‌طوری که روستاهایی که رتبة بهتری به دست آورده‌اند، به مرکز شهرستان و راه اصلی نزدیک‌تر بوده‌اند و به‌لحاظ دسترسی به شاخص‌های فیزیکی، انسانی، نهادی و مدیریتی از شرایط مطلوب‌تری نسبت به روستاهایی مانند میان‌زو و پاکتل برخوردارند.

بررسی اثرگذاری سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار با استفاده از آزمون معادلات ساختاری و رگرسیون فضایی

نتایج آزمون همبستگی پیرسون (با اطمینان از توزیع نرمال داده‌ها) نشان می‌دهد تمامی مقادیر احتمال آزمون برای ارتباط بین تمام ابعاد سرمایة اجتماعی و توسعة پایدار روستایی، سطح معناداری کمتر از 0.01 دارد. درنتیجه بین ابعاد و سرمایة اجتماعی با توسعة پایدار روستایی همبستگی مثبت و معنا‌داری وجود دارد. پس با افزایش سرمایة اجتماعی و ابعاد آن، توسعة پایدار روستایی نیز بهبود یافته است (جدول 8). تحلیل فضایی ارتباط بین سرمایة اجتماعی (متغیر مستقل) و توسعة پایدار روستایی (متغیر وابسته) در بیشتر روستاها معنادار است و جهت مثبت و شدت زیاد دارد. فقط در سه روستای استاد تیمورتاش، پسرکانلو و اترآباد علیا هیچ نوع همبستگی بین این دو متغیر وجود ندارد. در کل رابطة سرمایة اجتماعی با توسعة پایدار روستایی در روستاهای پیغور و رشوانلو به ترتیب با شدت‌های 950/0 و 964/0 بیش از سایر روستاهاست.

جدول- 8: بررسی رابطة سرمایة اجتماعی و ابعاد آن با متغیر توسعة پایدار روستایی

وابسته مستقل	توسعة پایدار روستایی
وابسته مستقل	مقدار آمارة پیرسون	سطح معناداری	نتیجة آزمون
آگاهی اجتماعی	^**0.742	0.000	رابطة معنا‌دار وجود دارد
مشارکت اجتماعی	^**0.679	0.000	رابطة معنا‌دار وجود دارد
انسجام اجتماعی	^**0.718	0.000	رابطة معنا‌دار وجود دارد
شبکة اجتماعی	^**0.810	0.000	رابطة معنا‌دار وجود دارد
اعتماد اجتماعی	^**0.720	0.000	رابطة معنا‌دار وجود دارد
متغیر سرمایة اجتماعی	^**0.838	0.000	رابطة معنادار وجود دارد

** همبستگی در سطح 0.01 معنادار است. منبع: یافته‌های پژوهش، 1398

برای آزمون مدل مفهومی پژوهش و تأثیر سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار روستایی از فن مدل‌سازی معادلات ساختاری^{^[13]} و نرم‌افزار Smart PLS 3 استفاده شد. در این مدل، روایی پرسش‌نامه با دو معیار روایی همگرا و واگرا بررسی شد که مختص مدل‌سازی معادلات ساختاری است. روایی همگرا به میزان توانایی شاخص‌های یک بعد در تبیین آن بعد اشاره دارد و روایی واگرا نیز بیان‌کنندة این مطلب است که سازه‌های مدل پژوهش باید همبستگی بیشتری با سؤالات خود داشته باشند تا با سازه‌های دیگر ( 1999: 195‚Hulland). برای ارزیابی روایی همگرا از معیار AVE (میانگین واریانس استخراج‌شده)^{^[14]} مربوط به متغیرهای مرتبة اول استفاده شد.

جدول- 9: شاخص‌های ارزیابی اعتبار و پایایی ابزار مفهوم سرمایة اجتماعی و توسعة پایدار

مؤلفه	اعتبار همگرا	اعتبار ممیز			پایایی
مؤلفه	AVE	فورنل و لارکر	بارهای عاملی متقاطع	HTMT	آلفای کرونباخ	پایایی ترکیبی
آگاهی اجتماعی	0.669	تأیید	تأیید	تأیید	0.831	0.888
اعتماد اجتماعی	0.806	تأیید	تأیید	تأیید	0.940	0.954
انسجام اجتماعی	0.729	تأیید	تأیید	تأیید	0.906	0.931
بعد اجتماعی	0.665	تأیید	تأیید	تأیید	0.873	0.908
بعد اقتصادی	0.815	تأیید	تأیید	تأیید	0.886	0.929
بعد محیطی‌کالبدی	0.536	تأیید	تأیید	تأیید	0.843	0.885
توسعة پایدار	0.827	تأیید	تأیید	تأیید	0.895	0.935
شبکة اجتماعی	0.720	تأیید	تأیید	تأیید	0.869	0.911
مشارکت اجتماعی	0.830	تأیید	تأیید	تأیید	0.897	0.936

منبع: یافته‌های پژوهش، 1398

مقدار ملاک برای سطح قبولی AVE، 5/0 است (Magner et al.‚ 1996: 41). بدین معنا که متغیر پنهان مدنظر دست‌کم 50درصد واریانس مشاهده‌پذیرهای خود را تبیین می‌کند؛ بنابراین تمامی مقادیر AVE مربوط به سازه‌ها از 5/0 بیشتر و این مطلب مؤید این است که روایی همگرای پرسش‌نامة حاضر در حد پذیرفته است (جدول 9). برای سنجش پایایی مدل از پایایی ترکیبی^{^[15]} و آلفای کرونباخ^{^[16]} استفاده می‌شود که ضریب آلفای کرونباخ بیان‌کنندة میزان توانایی سؤالات در تبیین مناسب ابعاد مربوط به خود است. همچنین ضریب پایایی ترکیبی نیز میزان همبستگی سؤالات یک بعد به یکدیگر را برای برازش کافی مدل‌های اندازه‌گیری مشخص می‌کند (Fornell & Larker‚ 1981: 39). نتایج در جدول 9 آورده شده است. با توجه به اینکه مقدار مناسب برای آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی 7/0 است (George & Mallery, 2003: 231) و برمبنای یافته‌های پژوهش این معیارها دربارة متغیرهای مکنون مقدار مناسبی را اتخاذ کرده‌اند، متناسب‌بودن وضعیت پایایی پژوهش تأیید می‌شود.

برای بررسی تأثیر سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار با استفاده از رویکرد مدل‌سازی معادلة ساختاری واریانس‌محور، متغیرهای مستقل و وابستة پژوهش به‌صورت متغیرهای مکنون و در قالب مدل‌های عاملی مرتبة اول وارد مدل معادلة ساختاری شدند (شکل 3).

شکل 3- مدل ساختاری ارتباط سرمایة اجتماعی و مؤلفه‌های مربوط به توسعة پایدار

منبع: یافته‌های پژوهش، 1398

در شکل بالا، اعداد روی خطوط، مقادیر T مربوط به آزمون Bootstrapp هستند و همانند آزمون T تفسیر می‌شوند؛ یعنی اگر مقادیر T بیش از 96/1 باشد، در سطح 05/0 و اگر مقادیر بیش از 58/2 باشد، در سطح 01/0 معنادار هستند (Vinzi et al.‚ 2010: 47). همان‌گونه که در شکل (3) مشخص است، ضرایب T بین ابعاد سرمایة اجتماعی و توسعة پایدار روستایی بیش از 58/2 هستند؛ یعنی ارتباط بین متغیرها در جامعة نمونه با اطمینان 99درصد تأیید می‌شود؛ علاوه بر این برای بررسی معناداری ضریب مسیر لازم است مقدار t برای هر مسیر برآورد شود (جدول 10).

جدول- 10: شاخص‌های ارزیابی مدل درونی پژوهش، جهت و معناداری آثار مستقیم در بین متغیرهای پژوهش

	ضریب بتای استاندارد	T Statistics (\|O/STDEV\|)	سطح معناداری (p)
آگاهی اجتماعی -> بعد اجتماعی	0.053	3.920	0.000
شبکة اجتماعی -> بعد اجتماعی	0.051	9.807	0.000
مشارکت اجتماعی -> بعد اجتماعی	0.049	5.142	0.000
مشارکت اجتماعی -> بعد اقتصادی	0.060	1.978	0.041
آگاهی اجتماعی -> بعد اقتصادی	0.068	5.767	0.000
شبکة اجتماعی -> بعد اقتصادی	0.065	4.867	0.000
آگاهی اجتماعی -> بعد محیطی‌کالبدی	0.048	6.249	0.000
اعتماد اجتماعی -> بعد محیطی‌کالبدی	0.078	3.588	0.000
انسجام اجتماعی -> بعد محیطی‌کالبدی	0.071	1.982	0.049
شبکة اجتماعی -> بعد محیطی‌کالبدی	0.078	9.776	0.000
بعد اجتماعی -> توسعة پایدار	0.008	48.545	0.000
بعد اقتصادی -> توسعة پایدار	0.008	48.555	0.000
بعد محیطی‌کالبدی -> توسعة پایدار	0.006	55.571	0.000

منبع: یافته‌های پژوهش، 1398

شکل- 4: ارزیابی مدل ساختاری تأثیر سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار روستایی

منبع: یافته‌های پژوهش، 1398

جدول- 11: برآورد آثار کل، مستقیم و غیرمستقیم مؤلفه‌های پژوهش بر توسعة پایدار روستایی

متغیر مستقل	میانجی	متغیر وابسته	ضریب تعیین	برآورد
				کل		مستقیم		غیرمستقیم
				اثر	P	اثر	p	اثر	p
آگاهی اجتماعی	← بعد اقتصادی،بعد اجتماعی و محیطی‌کالبدی ←	توسعة پایدار روستایی	898/0	0.329	0.000	-	-	0.329	0.000
اعتماد اجتماعی	←محیطی‌کالبدی←			0.100-	0.000	-	-	0.100-	0.000
انسجام اجتماعی	←محیطی‌کالبدی←			0.046	0.000	-	-	0.046	0.000
شبکة اجتماعی	← بعد اقتصادی، بعد اجتماعی و محیطی‌کالبدی ←			0.575	0.000	-	-	0.575	0.000
مشارکت اجتماعی	← بعد اقتصادی، بعد اجتماعی ←			0.135	0.000	-	-	0.135	0.000
بعد اجتماعی	←			0.371	0.000	0.371	0.000	-	-
بعد اقتصادی	←			0.370	0.000	0.370	0.001	-	-
بعد محیطی‌کالبدی	←			0.358	0.000	0.358	0.000	-	-

منبع: یافته‌های پژوهش، 1398

اعداد نوشته‌شده روی خطوط درواقع ضرایب بتای حاصل از معادلة رگرسیون میان متغیرهاست که همان ضرایب مسیر است. اعداد داخل هر دایره نشان‌دهندة مقدار R2 مدلی است که متغیرهای پیش‌بینی با فلش به آن دایره وارد شده‌اند. اعداد روی خطوط، مسیر و نیز خطوط مربوط به بارهای عاملی شاخص‌هاست. با توجه به
شکل (4)، ابعاد پنجگانة متغیر مستقل به‌صورت مستقیم بر متغیر وابسته یعنی توسعة پایدار روستایی تأثیر ندارد و تأثیرگذاری این شاخص‌ها با ابعاد سه‌گانة توسعه و غیرمستقیم است. رابطة بین سازة اصلی یعنی متغیر مستقل و متغیر وابستة پژوهش، معنادار و غیرمستقیم است؛ برمبنای ضرایب استاندارد، حدود 90درصد از تغییرات توسعة پایدار روستایی در جامعة نمونه به‌طور مستقیم با متغیر مستقل یعنی سرمایة اجتماعی پیش‌بینی می‌شود (جدول 11).

مقادیر برآوردشده در جدول (11) نشان می‌دهد:

- ابعاد سرمایة اجتماعی به‌صورت غیرمستقیم بر توسعة پایدار روستایی تأثیر گذاشته است. این ارتباط بین سازه‌های اصلی پژوهش در سطح اطمینان 95درصد به‌لحاظ آماری نیز معنادار و P کمتر از 05/0 است (05/0 < p)؛ یعنی هر واحد افزایش متغیر مستقل (به نسبت ضریب تأثیر به‌دست‌آمده) با افزایش متغیر وابسته همراه است و برعکس.

- ابعاد سرمایة اجتماعی (آگاهی اجتماعی، شبکة اجتماعی، مشارکت اجتماعی، انسجام اجتماعی و اعتماد اجتماعی) با متغیرهای میانجی (توسعة اجتماعی، توسعة اقتصادی و توسعة محیطی‌کالبدی) درمجموع 90درصد از واریانس متغیر توسعة پایدار روستایی را پیش‌بینی می‌کنند که با توجه به مقادیر حجم اثر شاخص ضریب تعیین، این مقدار بسیار زیاد برآورد می‌شود؛ به بیان ‌دیگر شاخص‌های متغیر مستقل در حد زیادی توان تبیین واریانس متغیر توسعة پایدار روستایی را دارند.

- ابعاد سرمایة اجتماعی فقط به‌صورت غیرمستقیم و با میانجیگری ابعاد توسعة اقتصادی، اجتماعی و محیطی‌کالبدی بر متغیر توسعة پایدار روستایی تأثیر گذاشته‌اند که اثر غیرمستقیم ابعاد متغیر مستقل بر سرمایة اجتماعی به‌لحاظ آماری معنادار است (05/0 < p).

- درنهایت اینکه با توجه به مقدار ضرایب اثر مستقیم و غیرمستقیم شاخص‌های پژوهش بر توسعة پایدار روستایی، تأثیر ابعاد سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار روستایی مثبت است و در حد زیاد برآورد می‌شود؛ بر این اساس از دیدگاه روستاییان بعد شبکة اجتماعی با ضریب 575/0، بیشترین و بعد انسجام اجتماعی با ضریب 046/0، کمترین تأثیر را بر توسعة پایدار روستایی دارد. بعد اعتماد اجتماعی با ضریب تأثیر 0.10- بر توسعة پایدار روستایی تأثیر معکوس داشته است؛ یعنی با افزایش اعتماد اجتماعی، توسعة پایدار بیشتر نشده و باعث عدم توسعة پایدار روستایی شده است؛ بنابراین فرضیة اصلی پژوهش یعنی «به نظر می‌رسد سرمایة اجتماعی به میزان جالب توجهی بر توسعة پایدار روستایی در منطقة پژوهش تأثیر داشته است»، تأیید می‌شود و متغیر مستقل به‌صورت غیرمستقیم بر توسعة پایدار روستایی تأثیر معنادار داشته و 8/89درصد تغییرات سطح توسعة پایدار روستایی در منطقة پژوهش با ابعاد سرمایة اجتماعی پیش‌بینی شده است. بعد شبکة اجتماعی با ضریب 575/0، بیشترین تأثیر را بر توسعة پایدار روستایی داشته است. شاخص‌های ارزیابی کلیت مدل معادلة ساختاری نیز نتایج به‌دست‌آمده را تأیید می‌کند و بیان‌کنندة این است که داده‌های گرد‌آوری‌شده، مدل نظری پژوهش را حمایت می‌کنند؛ به بیان ‌دیگر برازش داده‌ها به مدل برقرار است و همة شاخص‌ها بر مطلوبیت مدل معادلة ساختاری دلالت دارند (جدول 12).

جدول- 12: شاخص‌های ارزیابی کلیت مدل معادلة ساختاری^{^[17]}

شاخص	GOF^{^[18]}	SRMR^{^[19]}	NFI^{^[20]}
مقدار	587/0	092/0	934/0

منبع: یافته‌های پژوهش، 1398

رگرسیون موزون جغرافیایی، یکی از انواع رگرسیون‌های فضایی است که بهره‌گیری از آن در علوم جغرافیایی و سایر رشته‌های استفاده‌کننده از داده‌های فضایی و مانند آنها رو به افزایش است. در رگرسیون‌های آمار کلاسیک نظیر رگرسیون حداقل مربعات معمولی^{^[21]} (OLS)، فرض ما این است رابطه‌ای که می‌خواهیم بین یک متغیر وابسته و تعدادی متغیر مستقل مدل‌سازی کنیم، در سراسر محدودة پژوهش یکسان است و در بسیاری از مواقع چنین فرضی درست نیست. رگرسیون موزون جغرافیایی با اجرای رگرسیون محلی برای یکایک عوارض، یک مدل محلی از متغیری تهیه می‌کند که ما درصدد فهم یا پیش‌بینی بهتر آن هستیم. رگرسیون موزون جغرافیایی این کار را با تهیة معادلات رگرسیون جداگانه برای هر عارضه با ملاحظة متغیرهای وابسته و مستقلی انجام می‌دهد که در طول باند یا محدودة عارضه قرار می‌گیرند (عسکری، 1390: 13). در مدل GWR برخلاف مدل OLS، ضرایب یا پارامترهای مدل در سطح منطقة پژوهش ثابت نیستند و به مختصات مکانی (وزن مکانی و جغرافیایی) وابسته‌اند و مقدار و علامت هریک از آنها تغییرپذیری مکانی دارد (حسین‌خواه و همکاران، 1395: 324).

جدول- 13: پهنه‌بندی فضایی ضریب تأثیر سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار در منطقة پژوهش

شرح	ضریب تأثیر R²	وسعت (Km²)	روستا		جمعیت (نفر)		روستاهای نمونه
شرح	ضریب تأثیر R²	وسعت (Km²)	تعداد	درصد	تعداد	درصد	روستاهای نمونه
کم	870/0 تا 851/0	7/453	16	2/12	12543	5/14	استاد تیمورتاش، گریوان، گلی
نسبتاً کم	885/0 تا 871/0	7/622	48	6/36	35249	41	قراچه، اترآباد علیا، پسرکانلو، بیدک، رشوانلو، کلاته‌تقی، کلاته‌یاوری، درتوم، اسدلی
نسبتاً زیاد	900/0 تا 886/0	676	31	7/23	23463	2/27	باباامان، پیغور، طراقی ترک، کوه‌کمر، قشلاق عبدل‌آباد
زیاد	915/0 تا 901/0	8/772	19	5/14	9101	5/10	پاکتل، نوده ناوه
بسیار زیاد	935/0 تا 915/0	672	17	13	5892	8/6	ایزمان پایین، میان‌زو
جمع	-	3215.7	131	100	8624	100	22

مهم‌ترین مقادیر خروجی در مدل رگرسیون موزون جغرافیایی R² و R² تعدیل‌شده است که در منطقة پژوهش این مقادیر برابر با 917/0 و 918/0 و نشان‌دهندة دقت مدل استفاده‌شده است. نتایج پهنه‌بندی R2 در منطقه نشان می‌دهد بیشترین وسعت آن (17/24درصد به‌صورت شعاعی از نواحی جنوب شرقی تا شرق و نواحی شمال غربی شهرستان) ضریب تأثیر بین 901/0 تا 915/0 دارد که 5/14درصد روستاها و 5/10درصد جمعیت روستایی شهرستان را در خود جای داده است. به‌طور کلی ضریب تأثیر سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار روستایی در منطقة پژوهش از سمت غرب به سمت شرق و شمال شهرستان افزایش می‌یابد؛ به‌طوری ‌که در روستاهای نمونه، ایزمان ‌پایین و میان‌زو به حداکثر و در روستاهای استاد تیمورتاش و گلی به حداقل خود می‌رسد.

شکل- 5: پهنه‌بندی تأثیر سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار در منطقه

نتیجه‌گیری

با توجه به تأکیدات بر پایداری اجتماعی، مردم‌محوربودن توسعه، تمرکززدایی و توسعة نهادی در رویکردها و نظریه‌های جدید توسعة پایدار روستایی و پیرو آن، اهمیت‌یافتن جایگاه سرمایة اجتماعی به‌مثابة یکی از مهم‌ترین سرمایه‌های توسعه‌ای در روستاها، شناخت وضعیت موجود سرمایة اجتماعی و توسعة آن در مناطق روستایی به‌منظور شناخت الگوهای توسعه‌ای مبتنی بر شرایط مکانی و زمانی حاکم بر هر منطقه از ضروریات است. این امر به‌مثابة یکی از عوامل، زمینة دستیابی به هدف غایی توسعة پایدار یعنی رفاه انسان و محیط را برای نسل حاضر و آینده فراهم خواهد آورد؛ بنابراین برای شناخت وضعیت سرمایة اجتماعی و تأثیر آن بر توسعة پایدار در سکونتگاههای روستایی شهرستان بجنورد اقدام شد تا با شناخت وضعیت موجود مؤلفه‌های سرمایة اجتماعی و جایگاه هریک از آنها در توسعة پایدار این روستاها، شناخت علمی مبتنی بر دیدگاه مردم محلی برای برنامه‌ریزی‌های اثربخش در توسعة مطابق با شرایط مکانی و زمانی آن حاصل شود.

نتایج پژوهش حاضر نشان داد ازنظر روستاییان، سرمایة اجتماعی با میانگین 82/2 در حد متوسط به بالاست و بعد انسجام اجتماعی با میانگین 08/3، بیشترین و آگاهی اجتماعی با میانگین 54/2، کمترین مقدار را در سطح روستاهای نمونه داشته است. مقایسة میانگین نظرات پاسخگویان با میانة نظری 5/2 در آزمون T تک‌نمونه‌ای با آمارة 54/9 برای متغیر سرمایة اجتماعی نیز نتایج بالا را تأیید می‌کند. در بین ابعاد سرمایة اجتماعی، انسجام اجتماعی با آمارة T برابر با 39/14، بیشترین مقدار و در بین شاخص‌های سرمایة اجتماعی نیز تعاون و همکاری با آمارة T برابر با 97/18، بیشترین اهمیت را داشته‌اند.

نتایج به‌دست‌آمده در این بخش از پژوهش حاضر درزمینة تحلیل فضایی سرمایة اجتماعی با نتایج حاصل از پژوهش‌های صالحی امیری و امیرانتخابی (1392)، نصراللهی و اسلامی (1392)، سالاری سردری و همکاران (1393)، رومیانی و همکاران (1394)، حیدری و همکاران (1394) و قربانی و همکاران (1397) همسوست. در توزیع فضایی میانگین متغیر سرمایة اجتماعی در سطح روستاها، روستاهای بیدک، کلاته‌یاوری و باباامان به ترتیب با میانگین 54/3، 27/3 و 25/3 بیشترین و روستای پاکتل، ایزمان‌پایین و اترآباد علیا به ترتیب کمترین آماره‌ها را نشان می‌دهند. همچنین برای بررسی دقیق‌تر و تعیین سطح سرمایة اجتماعی روستاهای نمونه و رتبه‌بندی آنها، از مدل ارزیابی تولید وزنی تجمعی (WASPAS) استفاده شد؛ بر این مبنا روستاهای بیدک، کلاته‌یاوری و باباامان، بیشترین سطح سرمایة اجتماعی و روستاهای پاکتل، ایزمان پایین و اترآباد علیا، کمترین سطح سرمایة اجتماعی را دارند.

علاوه بر این نتایج پژوهش نشان داد توسعة پایدار روستایی با میانگین 64/2، بیش از میانگین (یعنی 5/2) و نشان‌دهندة سطح متوسط توسعة پایدار در روستاهای مطالعه‌شده از دیدگاه روستاییان است. مقایسة میانگین نظرات پاسخگویان با میانة نظری 5/2 در آزمون T تک‌نمونه‌ای نشان می‌دهد بعد توسعة محیطی - کالبدی با آمارة T برابر با 2/11، مهم‌ترین بعد توسعة پایدار است. بررسی شاخص‌های توسعة پایدار روستایی و نتایج آزمون T مشخص کرد مقدار آماره در تمام شاخص‌ها به‌جز بهبود درآمد و سرمایه‌گذاری و برخورداری از خدمات بهداشتی و آموزشی بیش از مقدار متوسط (5/2) است. شاخص کشاورزی پایدار نیز با آمارة 07/26، مهم‌ترین شاخص در تبیین توسعة پایدار از نگاه روستاییان است. در توزیع فضایی میانگین متغیر پژوهش یعنی توسعة پایدار روستایی در سطح روستاها، روستاهای باباامان، بیدک و کلاته‌یاوری به ترتیب با میانگین 14/3، 12/3 و 08/3، بیشترین و روستاهای میان‌زو، پاکتل، گلی و اترآباد علیا به ترتیب کمترین آماره‌ها را نشان می‌دهند. رتبة نهایی روستاها براساس مدل ARAS نیز نتایج به‌دست‌آمده را تأیید کرده و روستای باباامان در رتبة اول و روستای پاکتل در رتبة آخر قرار گرفته است.

نتایج مدل‌سازی معادلات ساختاری با رویکرد تکنیک حداقل مربعات جزئی و با استفاده از نرم‌افزار Smart PLS برای بررسی تأثیر سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار روستایی ضمن تأیید آزمون بیرونی مدل، مقدار روایی واگرا و همگرا، آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی نشان داد ضرایب t بین دو سازة اصلی پژوهش، بیش از 58/2 و بیان‌کنندة رابطة معنادار و مستقیم است. ابعاد سرمایة اجتماعی (آگاهی اجتماعی، انسجام اجتماعی، شبکة اجتماعی، مشارکت و اعتماد اجتماعی) درمجموع 89.8درصد از واریانس متغیر توسعة پایدار روستایی را پیش‌بینی می‌کنند که با توجه به مقادیر حجم اثر شاخص ضریب تعیین، این مقدار بسیار زیاد برآورد می‌شود. همچنین در کل، شبکة اجتماعی با ضریب 575/0، بیشترین و انسجام اجتماعی با ضریب 046/0، کمترین تأثیر را بر توسعة پایدار روستایی دارد؛ به بیان ‌دیگر شاخص‌های متغیر مستقل در حد زیادی توان تبیین واریانس متغیر توسعة پایدار را دارند.

نتایج تحلیل فضایی با استفاده از مدل GWR مشخص کرد ضریب تأثیر عوامل مکانی‌فضایی بر سرمایة اجتماعی در روستاهای اترآباد علیا و قراچه در بالاترین سطح قرار داشته و درمجموع حدود 6/36درصد روستاها و 41درصد جمعیت روستایی شهرستان ضریب تأثیری بین 871/0 تا 885/0 داشته‌اند. سرمایة اجتماعی به‌صورت مستقیم و غیرمستقیم (یعنی با شاخص‌های میانجی) بر توسعة پایدار روستایی تأثیر معنادار و زیادی دارد. نتایج بالا با نتایج مطالعات رکن‌الدین افتخاری و همکاران (1394)، فراهانی و همکاران (1392)، فتحی (1391)، میرکتولی و همکاران (1390)، میری و همکاران (1389)، یوکویاما (2006) و آنتیکو ماچکفسکی (2010) مطابقت دارد. همچنین در مطالعة رومیانی (1394) رابطة معناداری بین اعتماد و مشارکت دیده شد؛ در حالی ‌که در پژوهش حاضر، رابطة معنادار و معکوسی بین اعتماد و توسعة پایدار وجود دارد. از سوی دیگر برمبنای یافته‌های این پژوهش، بین مؤلفة شبکة اجتماعی و توسعة پایدار روستایی، رابطه‌ای قوی دیده شد که این نتیجه همسو با یافتة آنتیکو ماچکفسکی (2010) دربارة نقش شبکه‌ها در تسهیل تغییرات اجتماعی است.

با توجه به نتایج حاصل از پژوهش حاضر پیشنهاد می‌شود مطالعات تکمیلی در آینده به‌منظور شناخت عوامل و راهکارهای مؤثر برای ارتقای آگاهی، مشارکت، انسجام و اعتماد اجتماعی در روستاهای مطالعه‌شده صورت پذیرد تا با به‌کارگیری نتایج و رهنمودهای این مطالعات بتوان روند دستیابی به سطحی بالاتر از سرمایة اجتماعی و پیرو آن توسعة پایدار روستایی را در شهرستان بجنورد تسریع کرد.

[1] Yokoyama

[2] Antico-Majkowski

[3] Prayitno et al

[4] Yoon et al

[5] Kirori

[6] Georg Simmel

[7] Anthony Giddens

[8] Pierre Bourdieu

[9] James Kelman

[10] Francis Fukuyama

[11] Robert putnam

[12] Geographically Weighted Regression

^{^[13]} Structural Equation Modeling (SEM)

^{^[14]} Average Variance Extracted- AVE

^{^[15]}Composite Reliability

^{^[16]} Cronbachs Alpha

[17] در رویکرد مدل‌سازی معادلة ساختاری واریانس‌محور و نرم‌افزار مربوط به این رویکرد Smart PLS، تعداد کمی از شاخص‌های ارزیابی کلیت مدل گزارش می‌شود.

[18] دربارة شاخص GOF مقادیر کمتر از 10/0 نشان‌دهندة برازش ضعیف، 25/0 برازش متوسط و بیش از 36/0 برازش مطلوب است.

[19] مقدار این شاخص در حالت مطلوب باید از مقدار 10/0 کمتر باشد.

[20] مقادیر مطلوب برای این شاخص، مقادیر بیش از 90/0 است.

[21] Ordinary Least Square

مراجع

1- آذرباد، نسرین، سلمانی، محمد، مطیعی لنگرودی، سید حسن، رکن‌الدین افتخاری، عبدالرضا، (1389). تحلیل شبکة سکونتگاهی با تأکید بر جریان‌های جمعیتی در شهرستان فیروزکوه، پژوهش‌های جغرافیای انسانی، دورة 42، شمارة 74، تهران، 75-89.

2- احمدی فیروزجایی، علی، صدیقی، حسن، محمدی، محمدعلی، (1385). مقایسة مؤلفه‌های سرمایة اجتماعی کشاورزان عضو و غیرعضو تعاونی‌های تولید روستایی، رفاه اجتماعی، دورة 6، شمارة 23، تهران،
111-93.

3- اعظمی، موسی، سروش‌مهر، هما، (1389). تأثیر متغیرهای فردی و اقتصادی زنان روستایی بر مشارکت آنان در تعاونی تولید (مطالعة موردی: تعاونی توپ‌سازی شهرستان پاوه و اورامانات)، پژوهش‌های روستایی، دورة 1، شمارة 4، تهران، 204-179.

4- پورطاهری، مهدی، سجاسی، حمدالله، صادقلو، طاهره، (1388). سنجش و اولویت‌بندی پایداری اجتماعی در مناطق روستایی با استفاده از تکنیک رتبه‌بندی براساس تشابه به حل ایده‌آل فازی (مطالعة موردی: دهستان حومة بخش مرکزی شهرستان خدابنده)، فصلنامة پژوهش‌های روستایی، دورة 1، شمارة 1، تهران، 31-1.

5- جمعه‌پور، محمود، کیومرث، نرجس، (1391). بررسی آثار گردشگری بر دارایی‌ها و فعالیت‌های معیشت مردم در چهارچوب معیشت پایدار گردشگری (مطالعة موردی: روستای زیارت)، مجلة مطالعات مدیریت گردشگری، دورة 7، شمارة 17، تهران، 119-87.

6- حسین‌خواه، مریم، عرفانیان، مهدی، علیجان‌پور، احمد، (1395). مدل‌سازی آثار کاربری اراضی روی پارامترهای کیفیت آب با روش‌های رگرسیون چندمتغیرة OLS و GWR در حوضه‌های آبخیز استان فارس، محیط‌شناسی، دورة 42، شمارة 2، تهران، 313-353.

7- حمیدی‌زاده، علی، (1397). واکاوی افول سرمایۀ اجتماعی در ایران، مدیریت سرمایة اجتماعی، دورة 1، شمارة 5، 91-109.

8- حیدری ساربان، وکیل، (1390). تأثیر سرمایة اجتماعی بر مشارکت روستاییان در مناطق روستایی، مجموعه‌مقالات یازدهمین کنگرة جغرافی‌دانان ایران، دانشگاه شهید بهشتی، تهران.

9- حیدری ساربان، وکیل، (1393). اثرات سرمایة اجتماعی در مناطق روستایی (مطالعة موردی: شهرستان مشکین‌شهر)، فصلنامة توسعة اجتماعی، دورة 8، شمارة 4، تهران، 28-7.

10- حیدری، حسین، زرافشانی، کیومرث، مرادی، خدیجه، (1394). مدل کیفی کنش سرمایة اجتماعی با فرایند توسعة روستایی (مورد مطالعه: روستای فارسینج در استان کرمانشاه)، اقتصاد فضا و توسعة روستایی، دورة ۴، شمارة ۱۱، تهران، ۱۳۱-۱۴۶.

11- خانی، فضیله، قدیری معصوم، مجتبی، ملکان، امیر، (1392). تأثیر مؤلفة سرمایة اجتماعی بر ارتقای توسعة روستایی (مورد مطالعه: دهستان گودین، شهرستان کنگاور)، جغرافیا، دورة 38، شمارة 1، تهران،
152-133.

12- رضایی، روح‌الله، زارعی، شیما، (1393). بررسی دیدگاه زنان روستایی دربارة تأثیر مؤلفه‌های سرمایة اجتماعی بر توانمندسازی آنان (مورد مطالعه: روستای حسن‌خان، شهرستان قروه)، زن در توسعه و سیاست، تهران، دورة 12، شمارة 2، 287-304.

13- رضوانی، محمدرضا، مطیعی لنگرودی، سید حسن، پورطاهری، مهدی، عزیزی، فریبا، (1394). مهاجرپذیری و توسعة پایدار اجتماعی در مناطق روستایی (مطالعة موردی: روستاهای مهاجرپذیر منطقة کلان‌شهری تهران)، برنامه‌ریزی منطقه‌ای، مرودشت، دورة 5، شمارة 19، 84-71.

14- رکن‌الدین افتخاری، عبدالرضا، محمودی، سمیرا، غفاری، غلامرضا، پورطاهری، مهدی، (1394). تبیین الگوی فضایی سرمایة اجتماعی در توسعة پایدار روستایی (مورد مطالعه: روستاهای استان خراسان رضوی)، اقتصاد فضا و توسعة روستایی، دورة ۴، شمارة ۱۱، تهران، ۸۷-۱۰۷.

15- رومیانی، احمد، عنابستانی، علی‌اکبر، ولایی، محمد، (1394). تحلیلی بر اثرات سرمایة اجتماعی بر توسعة پایدار روستایی (مطالعة موردی: دهستان رومشگان غربی- شهرستان کوهدشت)، فضای جغرافیایی، دورة 15، شمارة 52، اهر، 115-97.

16- سالاری سردری، فرضعلی، بیرانوندزاده، مریم، علیزاده، سید دانا، (1393). نقش سرمایة اجتماعی در توسعة پایدار محلی (مطالعة موردی: سکونتگاههای شهری و روستایی منطقة عسلویه)، هویت شهر، دورة 8، شمارة 19، تهران، 88-77.

17- سجاسی قیداری، حمدالله، صادقلو، طاهره، شکوری‌فرد، اسماعیل، (1395). سنجش سطح دارایی‌های معیشتی در مناطق روستایی با رویکرد معیشت پایدار (مطالعۀ موردی: روستاهای شهرستان تایباد)، مجلة پژوهش و برنامه‌ریزی روستایی، دورة 5، شمارة 1، مشهد، 216-197.

18- شریفی، زینب، نوری‌پور، مهدی، کرمی دهکردی، اسماعیل، (1396). بررسی وضعیت سرمایه‌های معیشت و پایداری آنها در خانوارهای روستایی (مورد مطالعه: بخش مرکزی شهرستان دنا)، علوم ترویج و آموزش کشاورزی، دورة 13، شمارة 2، تهران، 51-70.

19- صالحی امیری، سید رضا، امیرانتخابی، شهرود، (1392). راهکارهای ارتقای سرمایة اجتماعی در کشور با توجه به سند چشم‌انداز بیست‌سالة نظام، راهبرد، دورة 22، شمارة 66، تهران، 84-61.

20- عسکری، علی، (1390). تحلیل‌های آمار فضایی با ArcGIS، انتشارات سازمان فناوری اطلاعات و ارتباطات شهرداری تهران، چاپ اول، تهران، 128 ص.

21- عنابستانی، علی‌اکبر، (1393). تأثیر سرمایة اجتماعی بر فرایند اجرای طرح‌های هادی روستایی در شهرستان خواف، پژوهش‌های روستایی، دورة 5، شمارة 1، تهران، 190-159.

22- عنابستانی، علی‌اکبر، تقی‌لو، علی‌اکبر، شایان، حمید، خسروبیگی، رضا، (1390). بررسی مکانیزم ارتباط سرمایة اجتماعی با مشارکت مردم در فرایند توسعة روستایی (شهرستان ایجرود)، فصلنامة گردشگری و چشم‌انداز آینده، دورة 1، شمارة 4، قشم، 39-52.

23- عنابستانی، علی‌اکبر، خسروبیگی، رضا، تقی‌لو، علی‌اکبر، زارعی، ابوالفضل، (1392). بررسی الگوی فضایی- مکانی عاملیت‌های مؤثر بر نهادینه‌شدن مشارکت مردم در نواحی روستایی بخش جعفرآباد، شهرستان قم، تحقیقات کاربردی علوم جغرافیایی، دورة 13، شمارة 31، تهران، 27-7.

24- عنابستانی، علی‌اکبر، شایان، حمید، احمدزاده، سحر، (1390). برآورد میزان تأثیرپذیری مشارکت زنان از سرمایة اجتماعی در نواحی روستایی (مطالعة موردی: دهستان درزآب شهرستان مشهد)، نشریة تحقیقات کاربردی علوم جغرافیایی، دورة 18، شمارة 21، تهران، 90-69.

25- فتحی، سروش، (1391). تحلیلی بر نقش سرمایه بر توسعة روستایی، فصلنامة جغرافیا (برنامه‌ریزی منطقه‌ای)، دورة 2، شمارة 2، قشم، 214-195.

26- فراهانی، حسین، عینالی، جمشید، عبدلی، سمیرا، (1392). ارزیابی نقش سرمایة اجتماعی در توسعة نواحی روستایی (مطالعة موردی: دهستان مشهد میقان شهرستان اراک)، تحقیقات کاربردی علوم جغرافیایی، دورة ۱۳، شمارة ۲۹، تهران، 50-27.

27- فرجی سبکبار، حسنعلی، رضایی، حجت، غلامی، علی، (1394). سطح‌بندی سکونتگاههای روستایی با تأکید بر مؤلفه‌های سرمایة اجتماعی (مطالعة موردی: دهستان تیرجرد شهرستان ابرکوه)، برنامه‌ریزی منطقه‌ای، دورة 5، شمارة 18 و 19، مرودشت، 116-101.

28- قربانی، مهدی، عوض‌پور، لیلا، سیرمی‌راد، مرضیه، (1397). تحلیل و ارزیابی سرمایۀ اجتماعی درون‌گروهی در راستای توسعۀ پایدار روستایی (منطقۀ مورد مطالعه: استان کرمان، شهرستان ریگان)، مطالعات و تحقیقات اجتماعی در ایران، دورة 7، شمارة 1، تهران، 23-1.

29- محمودی، سمیرا، رکن‌الدین افتخاری، عبدالرضا، (1396). نابرابری فضایی سرمایة اجتماعی در مناطق روستایی استان خراسان رضوی، رفاه اجتماعی، دورة ۱۷، شمارة ۶۷، تهران، ۱۳۵-۱۷۱.

30- مریدالسادات، پگاه، زارع خلیلی، مسلم، فرهادی، ولی‌الله، (1396). جایگاه سرمایة اجتماعی در توسعة پایدار سکونتگاههای روستایی (مطالعة موردی: بخش بیضا، شهرستان سپیدان)، پژوهش‌های دانش زمین، دورة 8، شمارة 29، تهران، 55-74.

31- میرکتولی، جعفر، مدانلو جویباری، مسعود، مهاجر، سمیه، (1390). بررسی و تحلیل نقش سرمایة اجتماعی در توسعة نواحی روستایی (مورد مطالعه: روستای آسیاب سر شهرستان ساری)، مجموعه‌مقالات اولین همایش ملی جغرافیا و برنامه‌ریزی توسعة روستایی، دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد.

32- میری، غلامرضا، جوان، جعفر، افراخته، حسن، ولایتی، سعدالله، شایان، حمید، (1389). نقش سرمایۀ اجتماعی در توسعۀ روستایی (مطالعة موردی: منطقة پشت‌آب سیستان)، جغرافیا و توسعۀ ناحیه‌ای، دورة 7، شمارة 14، مشهد، 49-29.

33- نصراللهی، زهرا، اسلامی، راضیه، (1392). بررسی رابطة سرمایة اجتماعی و توسعة پایدار در ایران (کاربردی از مدل روبرت فوآ)، رشد و توسعة اقتصادی، دورة 4، شمارة 13، تهران، 78-61.

34- Ahn, T.K., Ostrom, E.‚ (2008). Social Capital in Collective Action‚ In the Handbook of Social Capital, Edited by Dalio Castiglion, Jan W. van Deth. And Guglielmo Wolleb, 70-100, Oxford: Oxford University Press.

35- Antico-Majkowski, A.‚ (2010). A comparative case study on the role of social capital in a community economic development social entrepreneurship (CEDSE)‚ Unpublished Dissertation, Washington University.

36- Aylward, E., Kelliher, F.‚ (2009). Rural tourism development: proposing an integrated model of rural stakeholder network relationships.

37- Bell, Simon‚ Morse, Stephen‚ (2003). Learning from experience in sustainability‚ In: Proceedings International Sustainable Development Research Conference 2003 (Proceedings of), 24-25 Mar 2003, Nottingham, UK.

38- Bhandari, P.B.‚ (2013). Rural livelihood change? Household capital, community resources and livelihood transition‚ Journal of Rural Studies, Vol 32, Pp 126-136.

39- Cecchi, C.‚ (2014). Economics for Sustainability Science: The Analysis of Changes in Public Service Provision‚ Diritto, Politica, Economia, Oltre i Confini Studi in onore di Giuseppe Burgio‚ Sapienza Università Editrice, Pp 65-88.

40- DfID, U.K.‚ (1999). Sustainable livelihoods guidance sheets‚London: DFID, 445 p.

41- Fornell, C., Larcker, D.F.‚ (1981). Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error‚ Journal of Marketing Research, Pp 39-50.

42- Fuller-Love, N., Thomas, E.‚ (2004). Networks in small manufacturing firms‚ Journal of Small Business and Enterprise Development, 11 (2), Pp 244-253.

43- George, D., Mallery, P.‚ (2003). SPSS for Windows step by step: A simple guide andreference (4th Ed.)‚ Boston: Allyn & Bacon.

44- Grootaert, C., Narayan, D., Jones, V.N., Woolcock, M.‚ (2004). Measuring social capital: An integrated questionnaire. The World Bank.

45- Hulland, J.‚ (1999). Use of partial least squares (PLS) in strategic management research: A review of four recent studies‚ Strategic Management Journal, 20(2), 195-204.

46- Isanezhad, R., Zarifian, S., Raheli, H.‚ Kouhestani, H.‚ (2014). Investigating the Relationship between Social Capital and Lifestyle in Rural Communities: Case Study of the Villages Located in East Azerbaijan Province, Iran, International Journal of Academic Research in Applied Science, v. 3 (8), Pp 77-86.

47- Kirori, G.N.‚ (2015). Social capital and pablic policy: Case of rural livelihoods‚ European Journal of Business, Economics and Accountancy.

48- Kirori, G.N.‚ (2015). Social capital as a strategy for promoting rural livelihoods: case for Kenya‚ United Kingdom: PROGRESSIVE ACADEMIC PUBLISHING PRESS, 157 p.

49- Li, Y., Pickles, A.‚ Savage, M., (2005). Social Capital and Social Trust in Britain, European Social Review, v. 21 (2), Pp 109-123, doi: 10.1093/esr/jci007.

50- Magner, N., Welker, R.B., Campbell, T.L.‚ (1996). Testing a model of cognitive budgetary participation processes in a latent variable structural equations framework‚ Accounting and Business Research, 27 (1), Pp 41-50.

51- Munasib, A., Jordan, J.L.‚ (2011). The effect of social capital on the choice to use sustainable agricultural practices‚ Journal of Agricultural and Applied Economics, 43 (1379-2016-113720), Pp 213-227.

52- Patton, M.Q.‚ (2003). Qualitative evaluation and research methods‚ 3rd Ed‚ Sage Publications, Thousand Oaks, California.

53- Prayitno, G., Matsushima, K., Jeong, H., Kobayashi, K.‚ (2014). Social capital and migration in rural area development‚ Procedia Environmental Sciences, Vol 20, Pp 543-552.

54- Putnam, R.D.‚ (2001). Bowling alone: The collapse and revival of American community‚ Simon and Schuster.

55- Sakata, S.‚ (2002). What is social capital?‚ In: Social Capital and International Cooperation, Tokyo: Japan International Cooperation Agency (in Japanese).

56- Sharifi, Z.E.I.N.A.B., Nooripoor, M.E.H.D.I.‚ (2018). Ranking rural livelihood capitals in the Central District of Dena County: the application of Analytic network Process (AnP)‚ International Journal of Agricultural Management and Development, 8 (2), Pp 137-147.

57- Snelgrove, J.W., Pikhart, H., Stafford, M.‚ (2009). A multilevel analysis of social capital and self-rated health: evidence from the British Household Panel Survey‚ Social science & medicine, 68 (11), Pp 1993-2001.

58- Vinzi, V.E., Trinchera, L., Amato, S.‚ (2010). PLS path modeling: from foundations to recent developments and open issues for model assessment and improvement‚ In Handbook of partial least squares (Pp 47-82). Springer, Berlin, Heidelberg.

59- Yokoyama, S.‚ Ishida, A.‚ (2006). Social capital and community development: a review, From: Potential of Social Capital for Community Development‚ Japan: the Asian Productivity Organization.

60- Yoon, H., Yun, S., Lee, J., Phillips, F.‚ (2015). Entrepreneurship in East Asian regional innovation systems: role of social capital‚ Technological Forecasting and Social Change, Vol 100, Pp 83-95.

آمار

تعداد مشاهده مقاله: 1,185

تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 793

سامانه مدیریت نشریات علمی. قدرت گرفته از سیناوب

پیوندهای مفید

اخبار و اعلانات

آمار

تحلیل فضایی اثرگذاری سرمایة اجتماعی بر تغییرات سطح توسعة پایدار در حوزه‌های روستایی مطالعة موردی: شهرستان بجنورد