سرمایۀ اجتماعی و خودکشی در استان‌های ایران

مقدمه و بیان مسئله

سرمایۀ اجتماعی، مفهومی فرارشته‌ای است که در چند دهۀ اخیر به‌منزلۀ یکی از مهم‌ترین مباحث، جایگاه نظری مهمی میان پژوهشگران ایرانی یافته است و بسیاری از پژوهشگران رشته‌های علوم انسانی، از روان‌شناسی و جمعیت‌شناسی گرفته تا اقتصاد و علوم پزشکی، به آن توجه کرده‌اند. ویلکینسون در سال 1996 این مفهوم را وارد حوزۀ سلامت عمومی کرد. او و همکارانش دریافتند ارتباط تنگاتنگی بین اعتماد اجتماعی و مرگ‌ومیر در آمریکا وجود دارد (Wilkinson et al., 1998؛ به نقل از امینی‌رارانی و همکاران، 1390: 208). از آن زمان، پژوهشگران دربارۀ ارتباط بین سرمایۀ اجتماعی با سلامت جسمی و روانی در دو سطح فردی و اجتماعی بررسی‌هایی انجام دادند. آنها در بیشتر مطالعاتشان، رابطۀ بین سرمایۀ اجتماعی و آسیب‌های اجتماعی را به‌لحاظ نظری، مثبت فرض کرده‌اند و در کارهای عملی و تجربی به این نتیجه رسیده‌اند که با افزایش و کاهش سرمایۀ اجتماعی، سطح و میزان آسیب‌های اجتماعی نیز دچار نوساناتی می‌شود (چلبی و مبارکی، 1384؛ بهزاد، 1381). این گزارۀ به‌ظاهر درست، در ایران کمتر محل چالش بوده است (حیدرآبادی و صالح‌آبادی، 1396) و بیشتر پژوهش‌هایی که متبین آنها سرمایۀ اجتماعی است، به تأثیر مثبت آن بر پدیده‌‌های دیگر به‌‌طور نظری اذعان و در سطح تجربی تلاش می‌کنند برای چنین نظریه‌هایی مؤیداتی تهیه کنند و این، جریان مسلطی است که در بخش پژوهشی کشور حکم‌فرماست. با شیوع و گسترش بی‌‌رویۀ (اپیدمی) روش فراتحلیل در ایران^[1]، بعد انتقادی و چالش‌برانگیز علم نیز در هاله‌ای از ابهام قرار گرفته و بیشتر پژوهش‌ها به‎‌سمت تأییداتی حرکت کرده‌اند و جنبۀ تولیدی آن در بعد نظری و تجربی ضعیف شده است؛ به‌گونه‌ای که در یک فراتحلیل، عوامل مؤثر بر امری بیشتر از 20 مورد ذکر می‌شود و عامل و متغیری در عالم واقع وجود ندارد که در آن امر اثرگذار نباشد (بخارایی و میرزایی، 1394).

نزاع اصلی دربارۀ سرمایۀ اجتماعی در ایران، این است که از یک‌ طرف و در بعد نظری، حفظ و تقویت سرمایۀ اجتماعی، ابزاری برای توسعه و از مهم‌ترین اهداف و ضرورت‌های جدید جامعه در نظر گرفته می‌شود و ازطرف دیگر، اذعان و ادعای این واقعیت است که سرمایۀ اجتماعی در ایران روزبه‌روز روبه‏‌زوال و فرسایش است. شواهد تجربی و نتایج مطالعات انجام‌شده در این زمینه، نشان‌دهندۀ ادعای فرسایش سرمایۀ اجتماعی در چند دهۀ اخیرند؛ این در حالی است ‌که سازوکار مناسبی برای جایگزینی و بازتولید آن وجود ندارد. شاهد این مدعا، افول میزان «اعتماد اجتماعی» به‌‌منزلۀ یکی از شاخص‌های مهم سرمایۀ اجتماعی، از حدود 50‌‎درصد در سال 1353 به حدود 10‌درصد در سال 1382 است که در مقایسه با روندهای مشاهده‌شده در سایر کشورها، این کاهش چشمگیر در فاصلۀ زمانی نسبتاً کوتاه، بسیار ‌تأمل‌برانگیز و نگران‌کننده است (کاظمی‌پور، 1383؛ مدنی‌قهفرخی، 1383؛ شارع‌پور، 1380؛ دینی‌ترکمانی، 1385؛ عبداللهی و موسوی، 1386؛ رفیع‌پور، 1387)؛ بنابراین، از یک منظر مسئلۀ اساسی، فرسایش و کاهش تدریجی سرمایۀ اجتماعی در ایران و از منظر دیگر، نقش و اهمیت سرمایۀ اجتماعی در کاهش آسیب‌های اجتماعی است.

امروزه ارتباط بین سرمایۀ اجتماعی و میزان آن در یک جامعه با مقولاتی مانند سلامتی، افسردگی و ... تأیید شده است. در این میان، حمایت اجتماعی به‌‌منزلۀ بعدی از سرمایۀ اجتماعی، موجب کاهش میزان بیماری‌ها و اختلالات روانی ازجمله افسردگی در افراد می‌شود. پژوهش‌ها نشان می‌دهند اطلاعات و پیشنهادهایی که از دیگران دریافت می‌کنیم، به ما در حل مؤثرتر مشکلات یاری می‌رسانند (بهزاد، 1381: 49). سرمایۀ اجتماعی به‌منزلۀ سپر و عامل محافظت‌کننده، در پیشگیری از بروز افسردگی عمل می‌کند. بررسی‌ها نشان می‌دهند ارائۀ حمایت‌های اجتماعی به زنان و افزایش اعتماد بین زوجین، در کاهش آثار منفی افسردگی مؤثر است و بهبود کیفیت زندگی و ارتقای سلامت روانی را به‌همراه دارد. بهره‌مندی از حمایت‌های رسمی و غیررسمی سبب می‌شود احساس سلامت در آنها افزایش یابد و از افسردگی کمتری رنج ببرند (پناغی و همکاران، 1387: 71-70).

با توجه به اهمیت نظری سرمایۀ اجتماعی در تحلیل‌ها و تبیین‌های جامعه‌شناختی، این مفهوم در ایران آن‌چنان‌ که باید، واکاوی دقیق نشده و سنجش سرمایۀ اجتماعی در ایران به‌وسیلۀ پژوهشگران به نتایج واحدی نرسیده است. یافته‌های به‌دست‌آمده از تحلیل پژوهشگران نشان می‌دهند اجماع نظری در این زمینه وجود ندارد؛ برای نمونه، پژوهش‌های سعادت (1385)، حسینی و همکاران (1386)، شعبانی و سلیمانی (1388) و عبداللهی و موسوی (1386) به نتایج متفاوت و مغایری دست یافته‌اند.

علاوه بر ضعف سنجش سرمایۀ اجتماعی، در ایران دربارۀ تأثیر سرمایۀ اجتماعی بر خودکشی نیز اجماعی وجود ندارد. بعضی از پژوهشگران، خودکشی را شاخصی برای سنجش سرمایۀ اجتماعی به کار برده‌اند و رابطۀ خودکشی و سرمایۀ اجتماعی را خارج از رابطۀ علیت تعریف و بین این دو مفهوم، رابطۀ ساختاری برقرار کرده‌اند (باستانی و رزمی، 1393؛ محمدیان‌منصور، 1395؛ محمدیان‌منصور و همکاران، 1397). رابطۀ ساختاری بین خودکشی و سرمایۀ اجتماعی بر این نکتۀ مهم تأکید می‌‌کند که این دو، در سطح نظری وابستگی شدیدی به هم دارند و لازم نیست پژوهشگر این دو را مجزا از هم بداند و دربارۀ تأثیر و تأثر آنها، کار تجربی انجام دهد. با وجود چنین ارتباط مفروضی بین این دو، بعضی افراد مدعی‌اند سرمایۀ اجتماعی تأثیرات متضادی بر خودکشی دارد. اگر سرمایۀ اجتماعی در گروه‌های خصومت‌آمیز و بستۀ متراکم باشد و به‎‌ عبارتی، اگر افراد در خرده‌فرهنگ‌های متضاد با کل جامعه عضویت یابند، اعتماد بین‌گروهی آنها کاهش‌ و اعتماد درون‌گروهی آنها افزایش می‌‌یابد؛ در این صورت، سرمایۀ اجتماعی مخربی تولید خواهد شد که می‌تواند فرد را به‌سمت کج‌رفتاری سوق دهد و سبب شود او به اعمال خودتخریبی دست زند. در مقابل، اگر فرد در گروه‌هایی عضو شود که در تضاد با جامعه نیستند و او را به هنجارها و ارزش‌های اصلی جامعه همنوا می‌کنند، اعتماد افراد به یکدیگر بیشتر می‌شود و این همان سرمایۀ اجتماعی سازنده است (احمدی و ابوترابی‌زارچی، 1391: 71).

با توجه به مسائل گفته‌شده دربارۀ وجودنداشتن اتفاق‌نظر در زمینۀ نوع رابطۀ خودکشی با سرمایۀ اجتماعی و نحوۀ تأثیر متضاد سرمایۀ اجتماعی بر خودکشی، پرسش این پژوهش به ‌قرار زیر است: سرمایۀ اجتماعی بین استان‌های ایران چه تأثیری بر میزان خودکشی دارد؟ در پاسخ به این سؤال، ابتدا تلاش شد با ارائۀ مبانی نظری و سابقۀ پژوهش، سازوکارهای تأثیرگذاری سرمایۀ اجتماعی بر خودکشی بیان شوند و در ادامه، رابطۀ سرمایۀ اجتماعی با میزان خودکشی بین استان‌های ایران بررسی شود.

 

مبانی نظری پژوهش

پژوهش‌های تبیینی در علوم اجتماعی به دو دستة کلی تقسیم می‌شوند: دستۀ اول شامل پژوهش‌‌هایی می‌‌شود که در ابتدا تنها متبین یا متغیر وابستة آنها معلوم و روشن است و پژوهشگر قصد دارد هنگام انجام پژوهش، در مرحله‌‌ای، با استفاده از نظریه‌‌ها و پژوهش تجربی و استدلال‌‌های شخصی، تبیین‌کننده‌ها‌‌ یا متغیرهای مستقل را انتخاب کند. در اینجا او پژوهش خود را در قالب «تبیین جامعه‌‌شناختی Y» قرار می‌دهد و می‌‌تواند از دو راهبرد اشباع‌‌کننده (تعیین و تشخیص همۀ متغیرهای مستقل تبیین‌‌کنندۀ متغیر وابسته) و یا صرفه‌‌جویانه و امساکی (تعیین و تشخیص حداقلی از متغیرهای مهم و تأثیرگذار مأخوذ از نظریه‌‌ها، سابقۀ پژوهش و استدلال‌‌های شخصی براساس الگو‌‌سازی قیاسی) استفاده کند. در دستۀ دوم از پژوهش‌ها - که در آنها متغیر مستقل و وابسته از قبل معلوم و مشخص و در شکل «بررسی ارتباط X و Y» هستند - پژوهشگر درصدد است رابطۀ آن دو را به‌طور تجربی در سطح واقعیت نشان دهد. از آنجا که متغیرهای پژوهش از قبل معلوم و مشخص‌اند و پژوهشگر به‌دنبال کشف متغیرهای جدید و مستقل نیست، هیچ‎یک از راهبرد‌‌های اشباع و امساک کاربرد ندارند (طالبان، 1399: 149-148). با وجود این، نیاز به تدوین مبانی نظری برای انجام پژوهش رفع نمی‌شود. در این نوع پژوهش‌ها، ضروری است پژوهشگر با رجوع به دانش نظری، سابقۀ پژوهش و استفاده از استدلال نظری، چنین ارتباطِ از قبل مفروضی را معقول و موجه کند و سپس، با انجام پژوهش تجربی نشان دهد آیا ارتباطی که وجودش را به‌طور مستدل مدعی شده است، در عالم واقع نیز به همان شکل وجود دارد یا ازنظر تجربی، آن مدعا واقعیت ندارد. از آنجا که این رویه در پژوهش حاضر به کار گرفته شده است، در اینجا برای موجه‌کردن ارتباط میان سرمایۀ اجتماعی با خودکشی، سابقۀ پژوهش و استدلال‌‌های نظری مطرح می‌شوند. ذکر این نکته ضروری است که بیشتر سازوکارهای مؤثر بر خودکشی در بخش یافته‌‌های پژوهش ارائه می‌‌‌شوند.

با وجود تلاش‌های نظری و تجربی انجام‌‌شده، هنوز دربارۀ مفهوم سرمایۀ اجتماعی، با مسائل بینشی و روشی متعددی چون تقلیل‌گرایی، نقص مبانی نظری و ابزار اندازه‌گیری، تداخل بین عوامل، شاخص‌ها و پیامدهای سرمایۀ اجتماعی، توصیفی‌بودن و ضعف انسجام نظری، کمبود منابع تجربی و ... روبه‌رو هستیم. با توجه به متون تجربی موجود در زمینۀ سرمایۀ اجتماعی در ایران، می‌توان به عام‌ترین موضوعات موجود در این زمینه اشاره کرد که عبارت‌اند از:

استفاده از شاخص‌های متفاوت برای سنجش سرمایۀ اجتماعی: برای ‌مثال، سعادت از مؤلفه‌های اعتماد، مشارکت در انتخابات، مشارکت جمعی، جرم، صداقت و آگاهی عمومی (سعادت، 1385: 184) استفاده کرده است که مؤلفۀ جرم در این پژوهش موضوع مهمی محسوب می‌شود؛ در حالی ‌که، عبداللهی از حمایت اجتماعی به‌منزلۀ یکی از شاخص‌‌های سرمایۀ اجتماعی استفاده کرده است. در پژوهش او مؤلفه‌های 1. روابط انجمنی - شبکۀ روابط با گروه‌‎ها و نهادها، 2. هنجارها و اعتماد اجتماعی، 3. پیوندها و اعتماد بین‌فردی، 4. همبستگی و انسجام اجتماعی و 5. حمایت اجتماعی (عبداللهی و موسوی، 1386: 212؛ عبداللهی، 1386: 45) نشان‌دهندۀ سرمایۀ اجتماعی‌اند. حسینی و همکارانش براساس تحلیل ثانویه از پیمایش‌های انجام‌‌شده به‌وسیلۀ وزارت ارشاد و فرهنگ اسلامی از ابعاد متفاوتی سخن گفته‌اند که عبارت‌اند از:

• بعد ساختاری - غیررسمی: رفت‌وآمد خانوادگی و دیدوبازدید با همکاران.
• بعد ساختاری - تعمیم‌یافته: شرکت در جشن و سرور، نماز جماعت و جمعه، عضوشدن در بسیج، انجمن و ... .
• بعد ساختاری - نهادی: میزان مشارکت در انتخابات.
• بعد شناختی - غیررسمی: اعتماد و میزان مشورت با خانواده، دوستان و ... .
• بعد شناختی - تعمیم‌یافته: اعتقاد به رواج گذشت، امانت‌داری و ... .
• بعد شناختی - نهادی: میزان اعتماد به قضات، روحانیت و ... . (حسینی و همکاران، 1386: 66).

شعبانی و سلیمانی (1388: 95) با ترکیب روش پیمایش ازطریق پرسش‌نامه و تحلیل سلسله‌مراتبی میان ساکنان مراکز استان‌های کشور در سال 1387، برای سنجش سرمایۀ اجتماعی از شاخص‌های اعتماد، مشارکت اجتماعی، همکاری‌های مدنی و صداقت به‌منزلۀ شاخص‌های نظری اصلی سرمایۀ اجتماعی استفاده کرده‌اند. محمدیان‌منصور و همکاران (1397: 73) نیز از شاخص‌های زیر استفاده کرده‌اند:

• مشارکت اجتماعی: سرانۀ ازدواج، سرانۀ تماشاگران سینما، سرانۀ مراجعه به کتابخانه، سرانۀ اعضای کتابخانه، نسبت درآمدهای مالیاتی از درآمد عمومی استان.
• اعتماد اجتماعی: سرانۀ مواد مخدر کشف‌شده، سرانۀ سرقت، سرانۀ اقدام به خودکشی، سرانۀ مسموم‎‌کردن عمدی، سرانۀ ضرب‌وجرح، سرانۀ قتل عمد و نسبت مخارج جاری دولت به تولید ناخالص داخلی.
• انسجام اجتماعی: سرانۀ طلاق، سرانۀ ازدواج، سرانۀ تماشاگران سینما، سرانۀ اعضای کتابخانه، سرانۀ اماکن مذهبی.

دربارۀ تأثیر سرمایۀ اجتماعی بر خودکشی، پژوهش‌های انگشت‌شماری در ایران انجام‌ شده‌اند و بیشتر پژوهشگران سرمایۀ اجتماعی را به‌‌منزلۀ یک متغیر در کنار سایر متغیرها در یک جامعۀ خاص (دانشجویان) بررسی کرده‌اند (علیوردی‌نیا و همکاران، 1390؛ مرادی و همکاران، 1387). برخی به‌صورت نظری، روابط متغیرها را براساس تأثیر نظری و فرضی سرمایۀ اجتماعی توضیح داده‌اند (اخوان‌کاظمی، 1389؛ توکلی، 1389؛ موسی‌نژاد، 1389). سه پژوهش اخیر که در سطح همایش ارائه ‌شده‌اند، مدعی‌اند کمبود سرمایۀ اجتماعی موجب افزایش خودکشی می‌شود و این تأثیر را به‌صورت تجربی و آماری اثبات نکرده‌اند. برخی پژوهش‌ها که در سطح پایان‌نامۀ دورۀ کارشناسی‎‌ارشد بوده‌اند، بر تأثیر شبکۀ اجتماعی (جلیلیان، 1392) و حمایت اجتماعی (زیوری‌طباطبایی، 1389) تأکید کرده‌اند و با بررسی مواردی از اقدام به خودکشی زنان در شهرستان‌های خاص با استفاده از مصاحبه و پرسش‌نامه، مدعی‌اند بین شبکه و حمایت اجتماعی با اقدام به خودکشی ارتباط معناداری وجود دارد (جلیلیان، 1392؛ زیوری‌طباطبایی، 1389). با توجه به محدودیت‌های این پژوهش‌ها و خاص‌بودن آنها، نتایج آنها تعمیم‌ناپذیرند.

موسوی و افضلی با بررسی 120 زن نجات‌یافتۀ شهر همدان، مدعی شدند ارتباط منفی و معناداری بین سرمایۀ اجتماعی و ابعاد آن (اعتماد، ارتباط، مشارکت و حمایت) و الگوی خودکشی آنومیک وجود دارد. نتایج تحلیل رگرسیون همزمان نیز نشان دادند ابعاد سرمایۀ اجتماعی 27‌درصد از واریانس نمرات تمایل به خودکشی آنومیک در زنان را پیش‌بینی می‌کنند. از بین ابعاد سرمایۀ اجتماعی (اعتماد، ارتباط، مشارکت، حمایت)، شاخص حمایت اجتماعی توانست تمایل به خودکشی آنومیک در زنان را پیش‌بینی کند (موسوی و افضلی، 1395).

خانزادی و همکاران (1395: 41) با بررسی دورۀ زمانی 1393-1353 با استفاده از تعداد پرونده‌های قضایی (به‌‌منزلۀ شاخصی منفی از سرمایۀ اجتماعی) مدعی‌اند رابطۀ این متغیرها با میزان خودکشی مثبت بوده است. این پژوهش هرچند در سطح سیستماتیک است، واحد و سطح تحلیل آن کشور - زمان است و در آن سرمایۀ اجتماعی به‌صورت جزئی بررسی ‌شده است.

پژوهشی که با روش و موضوع این مقاله ارتباط بیشتری دارد، مقالۀ احمدی و ابوترابی‌‌زارچی (1391) است. این دو پژوهشگر در بررسی خود با روش تحلیل ثانوی دربارۀ خودکشی و سرمایۀ اجتماعی در استان‌های کشور در سال 1379، نشان دادند بین متغیرهای سرمایۀ اجتماعی تعمیم‌یافتۀ ساختاری (میزان شرکت در انجمن‌ها و گروه‌های داوطلبانه) و سرمایۀ اجتماعی نهادی - ساختاری (میزان شرکت در انتخابات) و میزان خودکشی رابطۀ منفی وجود دارد؛ ولی ابعاد دیگر سرمایۀ اجتماعی و سرمایۀ اجتماعی کلی با خودکشی رابطۀ معناداری ندارند. این پژوهش آسیب‌های جدی دارد که در قسمت‌های بعدی مطرح می‌شوند.

علاوه بر پژوهش‌های ذکرشده، برخی پژوهشگران میزان خودکشی را شاخصی برای سنجش سرمایۀ اجتماعی به کار گرفته‌اند (باستانی و رزمی، 1393؛ محمدیان‌منصور‌ و همکاران، 1397). به‌کارگیری خودکشی به‌‌منزلۀ شاخصی برای سنجش سرمایۀ اجتماعی نشان‌دهندۀ این مطلب است که بین این دو ارتباطی وجود دارد که از نوع علیت نیست. اینگونه مطالعه و روش پژوهش از گونۀ نوع‌شناسی (Typology) است که نوعی از مطالعات ساختاری‌ است (بودون و بوریکو، 1385: 725). از این نظر، سرمایۀ اجتماعی ترکیبی از ویژگی‌هایی است که با هم انسجام و هماهنگی دارند. بین خصوصیات مکنون در نوع (Type)، ممکن است روابطی وجود داشته باشد که نشان‌دهندۀ ارتباط علّی نیست^[2]؛ به‌‌عبارت ‌دیگر، خصوصیات موجود در نوع، جزء تعریف محسوب می‌شوند و نباید آنها را علیّت در نظر گرفت.

 

 

 

روش پژوهش

این مقاله تلاش می‌کند میزان خودکشی را براساس سرمایۀ اجتماعی از دیدگاه تبیین علیتی، تفسیری و دلیلی توضیح دهد. وظیفۀ علم در الگوی تبیینی قانون فراگیر، کشف قوانین علّی متأثر از سنت گالیله است. در این سنت، معلول (امر اجتماعی) برحسب علت (امر اجتماعی) تبیین می‌شود. بر این اساس، زندگی اجتماعی را نباید با تصورات کسانی تبیین کرد که در آن مشارکت دارند؛ بلکه باید با علل عمیق‌تری بیان کرد که آگاهانه درک نمی‌شوند. در اینجا نیات نمی‌توانند علت یک عمل باشند؛ زیرا هیچ رابطۀ قانونمندی میان نیت و عمل وجود ندارد (روت، 1389: 326). علاوه بر تبیین علیتی، تلاش بر آن است که براساس روش‌شناسی فردگرایی، به دلایل^[3]، نیات و انگیزه‌های رفتارهای آدمیان در برابر خودکشی توجه شود که بر تبیین مبتنی بر نظریۀ تصمیم‌گیری مبتنی است. این دیدگاه به دیدگاه ریمون بودون^[4] نزدیک است که در سرتاسر کتاب‌های خود به آن پرداخته است (بودن، 1370، 1383؛ بودون و بوریکو، 1385). به نظر نگارنده، تحلیل‌های آماریِ دارای توانایی زیاد در کشف قواعد و باقاعدگی‌ها، در بخش فهم و تبیین علی چنین توانایی ندارند؛ زیرا تبیین علی^[5]، باید قصۀ علل را بگوید (لیتل، 1373: 277) و بدین ‌وسیله، سازوکار ظهور الگوها^[6] (معلول) را توضیح دهد. این امر به استفاده از تحلیل تجربی کنش یا جامعه‌شناسی ادراکی نیازمند است. لازارسفلد معتقد است تحکیم پایه‌های جامعه‌شناسی، به نقد دقیق و سازندۀ زبان و مشی پژوهشی^[7] آن منوط است. او ضمن نقد شیفتگان آمار، بارها مدعی بود که از تحلیل‌های آماری چه‌بسا حماقت‌ها می‌توان استخراج کرد که ازنظر فنی ایرادی ندارند؛ زیرا مسئلۀ نهایی جامعه‌شناسی عبارت از تحلیل ساختار داده‌ها نیست؛ بلکه عبارت از تبیین سازوکار‌هایی است که کنشگران اجتماعی را به ایجاد چنین ساختارهایی می‌کشاند. پاسخ چنین مسئله‌ای هرگز درون تحلیل‌های آماری نهفته نیست و تنها با تحلیل تجربی کنش می‌توان به تبیین داده‌ها، اعم از آماری یا غیرآماری، دست یافت (بودون، 1383: 2/266). تحلیل تجربی کنش نیز ارجاع به انگیزه‌ها، انگیزش‌ها و محتوای آگاهی‌های فردی است که با جامعه‌شناسی ادراکی در معنایی که وبر آن را به کار می‌گیرد، یکی است؛ یعنی پژوهشگر برای تبیین ساختار داده‌ها یا تبیین علّی امور اجتماعی و تاریخی، به بازسازی دلایل و انگیزش‌های زیرنهفت کنش نیازمند است (بودون، 1383: 2/270).

روش انجام این پژوهش، روش تطبیقی درون‌کشوری است. در این روش، واحدهای اجتماعی (در اینجا استان) مدنظر پژوهش مقایسه می‌شوند. در جمع‌آوری اطلاعات از فن بررسی کتابخانه‌ای شامل کتب، مقالات، پژوهش‌ها، پایان‌نامه‌ها و ... و داده‌های اسنادی ثانویه (دست‌دوم) و دیگر داده‌های اسنادی از سایت‌های مرتبط استفاده‌ شده است. جامعۀ آماری مدنظر شامل کلیۀ داده‌های اسنادی در حداقل 28 استان کشور است (تعداد استان‌ها بین 24 و 31 در نوسان است). واحد تحلیل «سال - استان» است که واحدهایی سیاسی - اجتماعی با حدود و ثغور کاملاً تعریف‌شدۀ جغرافیایی و مشخصه‌های یک موجودیت سیاسی (یعنی دارای مرجعیت سیاسی یا استانداری) و اجتماعی‌اند.

 

تعاریف متغیرها

در این قسمت تعاریف متغیرها و نحوۀ سنجش آنها ارائه می‌شوند:

الف) سرمایۀ اجتماعی (متغیر مستقل پژوهش): در این پژوهش، شاخص‌های[8] زیر برای سنجش سرمایۀ اجتماعی به کار رفته‌اند:

1. شاخص‌های استفاده‌شده در پژوهش سعادت (1385).
2. شاخص‌های استفاده‌شده در پژوهش حسینی و همکاران (1386).
3. شاخص‌های استفاده‌شده در پژوهش‌های عبداللهی و موسوی (1386) و عبداللهی (1386).
4. شاخص‌های استفاده‌شده در پژوهش شعبانی و سلیمانی (1388).
5. شاخص‌های مربوط به سرمایۀ اجتماعی در پیمایش ارزش‌ها و نگرش‌های ایرانیان، موج سوم (1395).
6. شاخص‌های مربوط به سرمایۀ اجتماعی در پیمایش طرح بررسی و سنجش شاخص‌های فرهنگ عمومی کشور (شاخص‌های غیرثبتی) سال 1389.
7. میزان صدقات پرداختی ازسوی مردم در کتاب سالنامۀ آماری فرهنگ و علم، 1395، به‌‌منزلۀ شاخصی از مردم‌‌خواهی و کمک به مردم.
8. شاخص امنیت از نماگر مصونیت جان و مال شهروندان از تعرض، سنجیده‌شده به‌وسیلۀ مرکز پژوهش‌های مجلس شورای اسلامی (1397).
9. میزان نزاع: منظور از میزان نزاع، تعداد افرادی است که سازمان پزشکی قانونی و مرکز آمار ایران (1395) آنها را در استان‌‌های کشور به‌‌منزلۀ نماد نزاع و درگیری منتشر کرده است. میزان نزاع در استان از تقسیم تعداد نزاع و درگیری ثبت‌شده در استان بر جمعیت استان ضربدر صد هزار نفر به دست می‌آید و فرمول آن به‌ قرار زیر است:

 

	میزان نزاع در استان در t1
100000×		=	میزان نزاع استان
	میزان جمعیت استان در زمان t1

ب) میزان خودکشی در استان (متغیر وابستۀ پژوهش): منظور از میزان خودکشی، تعداد افرادی است که در استان خودکشی کرده‌اند و مرکز آمار ایران یا وزارت بهداشت^[9] در سالنامۀ آماری کشور آنها را به‌‌منزلۀ خودکشی ثبت ‌کرده است. فرمول میزان خودکشی در این مقاله به ‌قرار زیر است که از تقسیم تعداد (اقدام به) خودکشی‌های استان بر جمعیت استان ضربدر صد هزار نفر به دست می‌آید (برای زنان و مردان نیز نسبت ذکرشده را داریم).

 

	میزان خودکشی در استان در t1
100000×		=	میزان خودکشی استان
	میزان جمعیت استان در زمان t1

 

اعتبار و پایایی ابزار اندازه‌گیری

با توجه به نتایج متفاوت سرمایۀ اجتماعی در استان‌ها و مراکز آنها، سؤال مهم این است که بدانیم آیا ابزار سنجش سرمایۀ اجتماعی، اعتبار و پایایی دارد یا خیر؟

اگر پایایی^[10] را درجه‌ای از یکسان‌بودن نتایج در طول زمان معین و در شرایط مشابه و با روش کار مشابه بدانیم که قابلیت تکرار دارد، می‌توان گفت ابزار سنجش و اندازه‌گیری سرمایۀ اجتماعی مراکز استان‌ها و استان‌ها پایایی ندارند. میزان پایایی ابزار سنجش سرمایۀ اجتماعی پژوهشگران، با مشاهده و دقت در رتبۀ استان‌ها و مراکز آنها در جدول 1 به‌صورت شهودی حاصل خواهد شد. مقایسۀ جایگاه و رتبۀ استان‌های ایلام، سیستان‌و‌بلوچستان، تهران و سمنان نمونۀ عالی برای سنجش پایایی است. رتبه و جایگاه یک استان در یک پژوهش در اول قرار دارد؛ در حالی ‌که همین استان در پژوهش دیگر، جایگاه و رتبۀ آخر را دارد. هرچند ارائۀ آلفای کرونباخ و سایر آزمون‌ها و تکنیک‎‌‌ها، به‌صورت فنی، این امر را نشان می‌دهد، ارائۀ آن در اینجا ضرورتی ندارد.

وضعیت اعتبار نیز بهتر از پایایی نیست. اگر اعتبار را درجه‌ای از صحت نتایج مطالعه بدانیم که نشان می‌دهد مطالعه تا چه اندازه‌، چیزی را که قصد اندازه‌گیری‌اش را داشته‌‌ایم، به‌درستی سنجیده است، پزوهشگران از مؤلفه‌های گوناگون و متعددی برای سنجش سرمایۀ اجتماعی استفاده کرده‌اند که ازنظر فنی و روشی مشکلاتی دارد و در وسع این مقاله نمی‌گنجد و بررسی آن به مقالۀ مستقلی نیازمند است؛ به ‌عبارت ‌دیگر، پژوهشگران از مؤلفه‌ها و شاخص‌های گوناگون و متضادی برای سنجش استفاده کرده‌اند که می‌تواند اعتبار سنجش را در مظان شک و شبهه قرار دهد. جدول 2 مؤلفه‌های استفاده‌شده به‌وسیلۀ پژوهشگران را برای سنجش و اندازه‌گیری سرمایۀ اجتماعی نشان می‌دهد.

 

جدول 1- رتبۀ سرمایۀ اجتماعی استان‌ها و مراکز آنها در پژوهش‌های پژوهشگران

Table 1- Rank of social capital of provinces and centers in researchers' research

استان	رتبۀ سرمایۀ اجتماعی[11] استان‌ها بین سال‌های 1385 تا 1392 (محمدیان‌منصور، 1395؛ محمدیان‌منصور و همکاران، 1397)	رتبۀ سرمایۀ اجتماعی در مراکز استان‌ها در سال 1387 (شعبانی و سلیمانی، 1388)	رتبۀ سرمایۀ اجتماعی استان‌ها در سال 1391 (باستانی و رزمی، 1393)	رتبۀ سرمایۀ اجتماعی در مراکز استان سال 1385 (عبداللهی و موسوی، 1386)	رتبۀ سرمایۀ اجتماعی در مراکز استان سال 1379 (حسینی و همکاران، 1386)	رتبۀ سرمایۀ اجتماعی در استان سال 1380 (سعادت، 1385)
آذربایجان شرقی	12	14	11	25	17	19
آذربایجان غربی	9	16	19	9	20	5
اردبیل	14	4	22	3	13	24
اصفهان	13	11	6	29	27	6
ایلام	2	26	31	4	1	25
بوشهر	25	22	2	22	4	16
تهران	1	23	1	25	28	13
چهارمحال​بختیاری	17	21	15	6	19	10
خراسان	24	19	20	27	22	4
خوزستان	27	13	17	2	24	21
زنجان	20	3	9	7	16	14
سمنان	21	1	16	18	12	26
سیستان‌و‌‎بلوچستان	30	20	10	1	5	28
فارس	18	15	13	19	26	1
قزوین	5	5	12	15	15	18
قم	6	9	21	21	14	8
کردستان	19	27	27	23	7	17
کرمان	7	25	4	19	23	15
کرمانشاه	26	28	29	17	9	9
کهگیلویه و بویراحمد	3	18	30	5	27	2
گلستان	8	12	25	11	18	3
گیلان	29	7	28	20	21	7
لرستان	4	10	23	24	3	20
مازندران	23	6	24	12	6	23
مرکزی	10	17	7	13	8	12
هرمزگان	15	24	3	10	10	22
همدان	22	8	26	16	25	11
یزد	11	2	8	26	11	2

 

 

جدول 2- مؤلفه‌ها و شاخص‌های استفاده‌شده به‌وسیلۀ پژوهشگران در سنجش و اندازه‌گیری سرمایۀ اجتماعی در استان

Table 2- Components and indicators used by researchers in measuring social capital in the provinces

	محمدیان‌منصور، 1395؛ محمدیان‌منصور و همکاران، 1397	شعبانی و سلیمانی، 1388	باستانی و رزمی، 1393	سعادت، 1385	عبداللهی، 1386؛ عبداللهی و موسوی، 1386	حسینی و همکاران، 1386
احساس ناامنی	*		*
رواج گذشت و امانت‌داری						*
اعتماد	*	*		*	*	*
مشورت با خانواده	*				*	*
اقدام به خودکشی	*		*
امید به زندگی	*		*
آگاهی عمومی				*
تعداد تصادفات	*		*
جرم	*			*
حمایت اجتماعی	*				*
رفت‌وآمد خانوادگی						*
روابط انجمنی					*
صداقت		*		*
طلاق	*		*
فرار مالیاتی	*		*
مشارکت اجتماعی	*	*		*		*
اعتماد نهادی						*
مشارکت انتخاباتی	*			*		*
همبستگی و انسجام	*				*
همکاری‌های مدنی	*	*

 

 

 

بنابراین، می‌توان به‌جرئت ادعا کرد که ابزارهای سنجش سرمایۀ اجتماعی در ایران، اعتبار و پایایی ندارند.

 

یافته‌های پژوهش

در این بخش از مقاله، تلاش بر این است که نتایج پژوهش ابتدا به‌صورت کلی در سطح استان ارائه شوند؛ به اینگونه که ابتدا گزارشی دربارۀ رابطۀ میزان خودکشی و سرمایۀ اجتماعی در سطح استان‌های کشور (حداقل 28 استان) ارائه و در مراحل بعد به‌صورت جزئی روابط مؤلفه‌های سرمایۀ اجتماعی و میزان خودکشی بررسی شوند. مؤلفه‌های سرمایۀ اجتماعی در این مقاله براساس موجودبودن داده برای هر مؤلفه و متغیر انتخاب می‌شود؛ به‌ عبارت ‌دیگر، نامزدهای انتخاب برای بررسی به شرطی واکاوی می‌شوند که برای آنها در سطح استان‌های کشور داده‌ای موجود باشد. براساس این قاعده، مؤلفه‌ها و متغیرهای زیر بررسی‌ شده‌اند:

• امنیت؛
• هویت ملی، وفاداری و عام‌گرایی؛
• مشارکت سیاسی؛
• اعتماد؛
• روابط خانوادگی، متارکه و فرار از خانه؛
• کمک مالی به دیگران (میزان صدقه)؛
• میزان نزاع.

 

رابطۀ سرمایۀ اجتماعی و انواع آن با میزان خودکشی

از آنجا که پژوهشگران مختلفی سرمایۀ اجتماعی در ایران را به ‌صورت‌های متفاوتی سنجیده‌اند، نتایج متضادی به وجود آمده‌اند که میزان خودکشی با هر کدام از شاخص‌های استفاده‌شده به‌وسیلۀ پژوهشگران رابطۀ خاصی دارد. در این مقاله، ابتدا از میزان سرمایۀ اجتماعی استفاده خواهد شد که حسینی و همکاران (1386)^[12]، شعبانی و سلیمانی (1388)، عبداللهی و موسوی (1386) و سعادت (1385) آن را سنجیده‌اند. با توجه به اینکه در بررسی‌های باستان و رزمی (1393)، محمدیان‌منصور (1395) و محمدیان‌منصور و همکاران (1397) از خودکشی به‌‌منزلۀ جزئی از سرمایۀ اجتماعی استفاده‌ شده است، نمی‌توان بین آنها رابطۀ همبستگی و علّی برقرار کرد؛ بنابراین، در اینجا از داده‌های این دو پژوهش استفاده نشده است.

احمدی و ابوترابی‌زارچی (1391) از شاخص‌های سرمایۀ اجتماعی سنجیده‌شده به‌وسیلۀ حسینی و همکاران (1386)، استفاده کرده‌اند و رابطۀ آنها را با خودکشی نشان داده‌اند. جدول 3 نتایج پژوهش این دو پژهشگر را نشان می‌دهد؛ یعنی اینکه متغیرهای سرمایۀ اجتماعی تعمیم‌یافتۀ ساختاری و سرمایۀ اجتماعی نهادی - ساختاری با خودکشی رابطۀ منفی دارند؛ ولی دیگر ابعاد سرمایۀ اجتماعی و سرمایۀ اجتماعی کلی با خودکشی رابطۀ معناداری ندارند (احمدی و ابوترابی‌زارچی، 1391: 63).

 

جدول 3- ضریب همبستگی پیرسون بین میزان خودکشی و سرمایه اجتماعی و ابعاد آن

Table 3- Investigating the relationship between suicide rate and social capital and its dimensions

تعداد معتبر	معناداری	ضریب همبستگی پیرسون	آزمون میزان خودکشی / متغیرهای وابسته	شمارۀ فرضیه
28	214/0	242-	سرمایۀ اجتماعی غیررسمی ساختاری	1
28	470/0	142-	سرمایۀ اجتماعی غیررسمی شناختی	2
28	041/0	388-	سرمایۀ اجتماعی تعمیم‌یافتۀ ساختاری	3
28	130/0	293-	سرمایۀ اجتماعی تعمیم‌یافتۀ شناختی	4
28	024/0	425-	سرمایۀ اجتماعی نهادی - ساختاری	5
28	102/0	315-	سرمایۀ اجتماعی نهادی - شناختی	6
28	468/0	143-	سرمایۀ اجتماعی کل	7

 

آزمون پژوهشگران آسیب‌های زیر را دارد:

1. موارد پرت حذف نشده‌اند؛ به عبارت روشن‌تر، توزیع میزان خودکشی توزیع طبیعی نداشت و پژوهشگران به‌اشتباه آن را طبیعی فرض کرده‌اند و موارد پرت را حذف نکرده‌اند. وجود سه استان ایلام، کرمانشاه و لرستان با داشتن میزان خودکشی بالا جزء موارد پرت محسوب می‌شوند. برای اینکه ضرایب واقعی‌تر باشند، پژوهشگران باید این سه مورد را از تحلیل حذف می‌کردند.
2. ضریب همبستگی بین میزان خودکشی و سرمایۀ اجتماعی کل، 489/0- و سطح معناداری آن 008/0 است که پژوهشگران به‌‌اشتباه آن را 143/0- ارائه داده‌اند.
3. پژوهشگران فرضیه‌های خود را به‌دلیل معنادار نبودن به‌صورت مبهمی رد کرده‌اند؛ در حالی ‌که اگر آنها بنای تعمیم را نداشتند، می‌توانستند همۀ فرضیه‌های خود را حفظ و تأیید کنند. نکتۀ جالب‌توجه اینکه فرضیۀ پنجم تأیید شده است؛ ولی پژوهشگران آن را ردشده اعلام کرده‌اند (احمدی و ابوترابی‌زارچی، 1391: 75). مقاله ایرادهای روشی دیگری نیز دارد که بیان آن نقدها در اینجا ضرورت ندارد.

در ادامه آزمون پژوهشگران (با همان داده‌های حسینی و همکاران، 1386) ارائه می‌شود. جدول 4 ضریب همبستگی بین ابعاد سرمایۀ اجتماعی و کل آن و میزان خودکشی را نشان می‌دهد.

 

 

 

جدول 4- ضریب همبستگی پیرسون بین میزان خودکشی و سرمایۀ اجتماعی و کل آن در سال 1379 (حسینی و همکاران، 1386 :413)

Table 4- Pearson correlation coefficient between suicide rate and social capital and its total (2000)

ضریب همبستگی پیرسون با 28 استان و ترازکردن آنها **	تعداد معتبر*	معناداری	ضریب همبستگی پیرسون	میزان خودکشی / متغیرهای وابسته
529-**	25	010	508-**	سرمایۀ اجتماعی غیررسمی ساختاری
265/0-	25	856	039-	سرمایۀ اجتماعی غیررسمی شناختی
292/0-	25	636	099-	سرمایۀ اجتماعی تعمیم‌یافتۀ ساختاری
098/0-	25	287	222	سرمایۀ اجتماعی تعمیم‌یافتۀ شناختی
146/0-	25	535	130	سرمایۀ اجتماعی نهادی - ساختاری
004/0-	25	354	193	سرمایۀ اجتماعی نهادی - شناختی
377/0-	25	957	011	سرمایۀ اجتماعی کل
* سه استان ایلام، کرمانشاه و لرستان به‌دلیل پرت‌بودن حذف ‌شده‌اند. **سه استان ایلام، کرمانشاه و لرستان به‎دلیل بالابودن میزان خودکشی جزء موارد پرت بودند که برای حفظ دادۀ این سه استان، میزان خودکشی در این سه با بقیه هم‌تراز شد؛ به این صورت که تفاوت این دو با بالاترین میزان خودکشی استان‌ها در یک سطح قرار گرفتند.

 

 

همچنان که این جدول نشان می‌دهد، برخلاف یافتۀ احمدی و ابوترابی‌زارچی (1391)، بین سرمایۀ اجتماعی غیررسمی - ساختاری و میزان خودکشی رابطۀ معنادار و معکوسی وجود دارد؛ به این معنا که با افزایش اینگونه سرمایۀ اجتماعی در مراکز استان‌ها، خودکشی در استان کاهش می‌یابد. در این پژوهش به‌دلیل انتقادهای واردشده بر پژوهش احمدی و ابوترابی‌زارچی (1391)، در تحلیل و تهیۀ جدول تلاش شد ضرایب همبستگی با حفظ سه استان پرت و ترازکردن آن با بقیۀ استان‌ها، بررسی و پاسخ نقدهای بعدی داده شود. برخلاف یافتۀ احمدی و ابوترابی‌زارچی (1391) مبنی بر وجود رابطۀ معکوس و معنادار بین سرمایۀ اجتماعی تعمیم‌یافته - ساختاری و سرمایۀ اجتماعی نهادی - ساختاری و میزان خودکشی، در تحلیل حذف موارد پرت (احتمالاً دقیق‌تر و واقعی‌تر است)، بین این متغیرها رابطۀ معکوس و معناداری وجود ندارد؛ بلکه رابطۀ مستقیم (مثبت) بین سرمایۀ اجتماعی نهادی - ساختاری و میزان خودکشی نتیجه‌ای را رقم می‌زند که با یافتۀ آنها مباینت دارد.

در تفسیر رابطۀ معکوس (منفی) بین سرمایۀ اجتماعی غیررسمی - ساختاری و میزان خودکشی (با شدت زیاد)، تأمل و دقت در گویه‌‌های این بعد از سرمایۀ اجتماعی که بر رفت‌وآمد خانوادگی و دیدوبازدید با همکاران انگشت می‌گذارد، می‌تواند یافتۀ پژوهش را معقول و مستدل کند؛ به این صورت که رفت‌وآمد خانوادگی و دیدوبازدید با همکاران (مشارکت اجتماعی و خانوادگی مبتنی بر روابط گرم) نسبت به شرکت در انتخابات و نماز جمعه و ... (حسینی و همکاران، 1386: 413) (مشارکت سیاسی) ازنظر شهودی، رابطۀ ملموس‌تر و مستقیم‌تری با خودکشی دارد.

نکتۀ استنباطی دیگر از این تحلیل و جدول 4، آن است که ابعاد نهادی و غیررسمی سرمایۀ اجتماعی تأثیر متفاوتی بر میزان خودکشی دارند (تأثیر معکوس ابعاد غیررسمی در برابر تأثیر مستقیم ابعاد نهادی) و بعد تعمیم‌یافته در حالت برزخی قرار دارد؛ به این معنا که نوع ساختاری آن تأثیر معکوس و نوع شناختی آن تأثیر مستقیم بر میزان خودکشی دارد. دربارۀ تأثیر بعد شناختی سرمایۀ اجتماعی در فرازهای بعدی نکات بیشتری ارائه خواهد شد.

با استفاده از شاخص‌ها و داده‌های حسینی و همکاران (1386) و تحلیل آن برای برقراری پیوند متغیرها، می‌توان پیامد سرمایۀ اجتماعی را اینگونه تحلیل کرد که درمجموع، سرمایۀ اجتماعی تأثیری بر میزان خودکشی ندارد و تنها بعد ساختاری - غیررسمی آن (رفت‌وآمد خانوادگی و دیدوبازدید با همکاران) تأثیر معکوسی بر میزان خودکشی دارد. برای فهم و درک بیشتر، در نمودار 1 رابطۀ سرمایۀ اجتماعی ساختاری - غیررسمی^[13] ارائه می‌شود.

 

نمودار 1- ترسیم توزیعی سرمایه اجتماعی غیررسمی ساختاری و میزان خودکشی (سال 1379)

Fig 1- Scatterplot of the relationship between structural informal social capital and suicide rate (2000)

 

در ادامۀ تحلیل تأثیر سرمایۀ اجتماعی بر خودکشی، رابطۀ بین سرمایۀ اجتماعی سنجیده‌شده به‌وسیلۀ شعبانی و سلیمانی (1388) و میزان خودکشی در سال 1387 در جدول 5 نشان داده می‌شود.

 

جدول 5- ضریب همبستگی پیرسون بین میزان خودکشی و سرمایه اجتماعی (سال 1387)

Table 5- Pearson correlation coefficient between suicide rate and social capital (2008)

میزان خودکشی
تعداد	سطح معناداری	ضریب همبستگی پیرسون	مؤلفۀ سرمایۀ اجتماعی
26	519	127	صداقت
26	249	225-	مشارکت مدنی
26	001	582-**	مشارکت اجتماعی
26	250	225-	اعتماد
26	043	*385/0-	سرمایۀ اجتماعی
1- دو استان ایلام و خراسان جنوبی به‌دلیل بالابودن میزان خودکشی جزء موارد پرت بودند که برای حفظ دادۀ این دو استان، میزان خودکشی در این دو استان با بقیه هم‌تراز شد؛ به این صورت که تفاوت این دو با بالاترین میزان خودکشی استان‌ها در یک سطح قرار گرفتند. *معنادار در سطح 005/0 ** معنادار در سطح 001/0

 

 

 

همچنان که مشاهده می‌شود، رابطۀ معکوس و معناداری بین مشارکت اجتماعی (شاخص‌های سرمایۀ اجتماعی) و میزان خودکشی وجود دارد. رابطۀ بین اعتماد (شاخص اساسی و پایه‌ای سرمایۀ اجتماعی) و میزان خودکشی در مراکز استان‌ها معکوس است ولی معنادار نیست. این مطلب برای مشارکت مدنی نیز صادق است. رابطۀ صداقت و میزان خودکشی مثبت (مستقیم) و غیرمعنادار^[14] است. همبستگی شاخص سرمایۀ اجتماعی که حاصل ترکیب شاخص‌های چهارگانه (صداقت، اعتماد، مشارکت مدنی و اجتماعی) است، با میزان خودکشی معکوس است که جای شک و شبهه دارد؛ زیرا این شاخص به‌‌منزلۀ سازۀ ترکیبی، محصول ترکیب شاخص‌هایی بوده است که رابطۀ متفاوت و مغایری با میزان خودکشی داشته‌اند؛ بنابراین، نتایج حاصل از ترکیب، تجمیع و برقراری رابطۀ همبستگی بین شاخص‌های ترکیبی را باید با احتیاط به کار برد و تا اطلاع ثانویه و به دست آوردن شواهد دیگر، بهتر است نتیجه را خنثی در نظر گرفت؛ به ‎‌عبارت روشن‌تر، استفاده از سازه‌های ترکیبی و تجمیعی با اثرات متفاوت در عناصر متشکلۀ آن نتیجۀ نامعقولی را به وجود آورده است.

در ادامه برای توضیح نامعقول‌بودن تأثیر و پیامد سازۀ ترکیبی سرمایۀ اجتماعی، تأثیر شاخص سرمایۀ اجتماعی سنجیده‌شده به‌وسیلۀ عبداللهی و موسوی (1386) بر میزان خودکشی در سال 1386 در جدول 6 آزمون شد.

 

جدول 6- ضریب همبستگی پیرسون بین میزان خودکشی و مؤلفه‌های سرمایه اجتماعی (سال 1386)

Table 6- Pearson correlation coefficient between suicide rate and social capital components (2007)

میزان خودکشی
تعداد	سطح معناداری	ضریب همبستگی پیرسون	مؤلفۀ سرمایۀ اجتماعی
26	260/0	045/0	روابط انجمنی
26	979/0	005/0	اعتماد به گروه‌ها و نهادها
26	439/0	159/0-	اعتماد بین‌فردی
26	346/0	192/0	انسجام اجتماعی
26	149/0	291/0	حمایت اجتماعی
26	441/0	158/0-	سرمایۀ اجتماعی قدیم
26	049/0	*388/0-	سرمایۀ اجتماعی جدید
26	750/0	066/0	سرمایۀ اجتماعی کل
نکته: دو استان خراسان رضوی و آذربایجان شرقی به‌‌دلیل پرت‌بودن و ناهماهنگی (برون‎هشتگی[15]) با بقیه حذف شدند. *معنادار در سطح 005/0

جدول 6 نشان می‌دهد روابط بین میزان خودکشی و شاخص‌های سرمایۀ اجتماعی در جهت متضاد و مخالفی هستند که ترکیب و تجمیع این عناصر با پیامد و تأثیرات متضاد در یک عامل (با پشتوانۀ آزمون تحلیل عاملی و آلفای کرونباخ) موجب ظهور پدیدۀ سرمایۀ اجتماعی شده است که ازنظر انتزاع درجه 2 محسوب می‌شود و رابطۀ آن با خودکشی ضعیف است. در صورت وجود رابطۀ قوی و معنادار با خودکشی نیز، نتیجه چالش‌زاست و پژوهشگر باید چنین نتیجه‌ای را معقول کند. تنها رابطۀ معنادار بین میزان خودکشی و سرمایۀ اجتماعی جدید است. این شاخص بر اعتماد بین‌گروهی (هم‌محله‌ها، همشهری، هم‌قومان، هم‌وطن و هم‌مذهب) دلالت دارد که در مقابل سرمایۀ اجتماعی قدیم است که بر روابط درون‌گروهی (همسایگان، خویشاوندان، خانواده) (عبداللهی و موسوی، 1386: 219) تکیه دارد. این یافته تا اطلاع بعدی نامعقول و نامفهوم باقی خواهد ماند تا پژوهشگر بتواند آن را تفسیر و معقول کند. نمودار 2 رابطۀ میزان خودکشی و سرمایۀ اجتماعی جدید را نشان می‌دهد.

 

نمودار 2- ترسیم توزیعی رابطه سرمایه اجتماعی جدید و میزان خودکشی (سال 1385)

Fig 2- Scatterplot of the relationship between new social capital and suicide rate (2006)

 

تأثیرپذیری میزان خودکشی ازسوی سرمایۀ اجتماعی سنجیده‌شده به‌وسیلۀ سعادت (1385) هرچند مستقیم است، معنادار نیست. این یافته با نتایج قبلی مغایر است. در یافته‌های قبلی رابطۀ سرمایۀ اجتماعی و میزان خودکشی معکوس و غیرمعنادار بود؛ ولی در اینجا رابطه مستقیم و غیرمعنادار است. در نمودار 3 این مطلب نمایان است (استان‌های ایلام و لرستان با بقیه هم‌تراز شده‌اند).

 

نمودار 3- ترسیم توزیعی رابطه سرمایه اجتماعی و میزان خودکشی (سال 1380)

Fig 3- Scatterplot of the relationship between social capital and suicide rate (2001(

 

خط برازش‌شده که نشان‌دهندۀ ضریب همبستگی پایین است و بر رابطۀ مستقیم دلالت دارد، با حذف استان سیستان‌وبلوچستان، وارد حد مرزی می‌شود که بر رابطۀ معکوس دلالت دارد. نتایج حاصل از آزمون‌های ذکرشده نشان می‌دهند هرچند بین سرمایۀ اجتماعی و میزان خودکشی رابطۀ خاصی وجود ندارد، بین مؤلفه‌های سرمایۀ اجتماعی و میزان خودکشی رابطه وجود دارد. در ادامه تلاش می‌شود تحلیل‌های پژوهشگر بین میزان خودکشی و بعضی از مؤلفه‌های سرمایۀ اجتماعی - که در پیمایش ارزش‌ها و نگرش‌های ایرانیان، موج سوم (1395) و پیمایش طرح بررسی و سنجش شاخص‌های فرهنگ عمومی کشور (شاخص‌های غیرثبتی) سال 1389 آمده است - ارائه شوند.

 

رابطۀ امنیت با میزان خودکشی

مرکز پژوهش‌های مجلس شورای اسلامی (1397)، در «پایش امنیت سرمایه‌گذاری به‌تفکیک استان‌ها و حوزه‌های کاری»، امنیت سرمایه‌گذاری در استان‌ها را براساس نماگرهای زیر از هم متمایز کرده است. در این بخش از مقاله، رابطۀ خودکشی با هر یک از نماگرها نشان داده می‌شود. روابط نشان می‌دهند رابطۀ خودکشی با همۀ نماگرهای امنیت، معکوس است؛ به این معنا که با افزایش امنیت در سطح استان میزان خودکشی کاهش می‌یابد. این امر برای شاخص و نماگر مصونیت جان و مال شهروندان از تعرض^[16]، معنادار و در حد بالایی است و معقول به نظر می‌رسد؛ البته ذکر این نکته اهمیت دارد که در بعضی پژوهش‌ها، خودکشی، شاخص و نماگری از امنیت محسوب می‌شود (باستانی و رزمی، 1393؛ محمدیان‌منصور و همکاران، 1397)؛ اما برای ما رابطۀ غیرساختاری و غیررسمی نوعی میزان خودکشی و امنیت اجتماعی مهم است، نه رابطۀ ساختاری و نوعی آن. تأثیر ضعیف و غیرمعنادار فرهنگ وفای‌به‌عهد و صداقت و درستی بر میزان خودکشی، به توجه به اینکه این نماگر از 4 مؤلفۀ آماریِ^[17] تعداد پرونده‌های خیانت‌ در امانت، تعداد پرونده‌های مطالبۀ طلب، درصد چک‌های برگشتی و تعداد پرونده‌های کلاهبرداری (مرکز پژوهش‌های مجلس شورای اسلامی، 1397: 18-17)، ترکیب ‌شده است، عجیب به نظر می‌رسد که به تحلیل و تفسیر بیشتر نیازمند است.

 

جدول 7- ضریب همبستگی پیرسون رابطه بین نماگرهای امنیت سرمایه‌گذاری (سال 1397) و میزان خودکشی ( سال 1396)

Table 7- Pearson correlation coefficient between investment security indicators (2018) and suicide rate (2017)

نماگرهای امنیت	ضریب همبستگی پیرسون	سطح معناداری	تعداد 1
ثبات اقتصاد کلان	196/0-	291/0	31
عملکرد دولت	032/0-	866/0	31
شفافیت و سلامت اداری	156/0-	402/0	31
تعریف و تضمین حقوق مالکیت	202/0-	276/0	31
فرهنگ وفای‌به‌‎عهد و صداقت و درستی	078/0-	678/0	31
ثبات و پیش‌بینی‌پذیری مقررات و رویه‌های اجرایی	102/0	585/0	31
مصونیت جان و مال شهروندان از تعرض	*469/0-	008/0	31
*معنادار در سطح 005/0 نکته: استان کهگیلویه و بویراحمد با بقیه هم‌تراز شده است.

نمودار 4 این رابطه را به‌صورت تصویری نشان می‌دهد.

نمودار 4- ترسیم توزیعی نماگر مصونیت جان و مال شهروندان از تعرض و میزان خودکشی (سال 1396)

Fig 3- Scatterplot of the relationship between the indicator of immunity of citizens' lives and property from aggression and the rate of suicide (2018)

 

این نمودار نشان می‌دهد استان‌های خراسان جنوبی و سیستان‌وبلوچستان با داشتن بیشترین امنیت مصونیت جان و مال شهروندان از تعرض، کمترین خودکشی و استان‌های ایلام، چهارمحال بختیاری و لرستان با کمترین امنیت در این نماگر، بیشترین خودکشی را دارند.

 

رابطۀ خودکشی با هویت ملی، وفاداری و عام‌گرایی به‌‌منزلۀ مؤلفه‌های سرمایۀ اجتماعی

در پیمایش ارزش‌ها و نگرش‌های ایرانیان، موج سوم (1395)، دربارۀ هویت ملی، وفاداری و صداقت ملی سؤالات زیر پرسیده و نتایج آن به تفکیک استان‌ها ارائه شده است. سؤالات به ‌قرار زیرند:

 

هویت ملی:

1. آیا شما تمایل دارید در کشوری غیر از ایران زندگی کنید؟ (ص 483)؛
2. آیا تمایل دارید تابعیت و گذرنامۀ کشوری غیر از ایران را داشته باشید؟ (ص 486)؛
3. تا چه حد به ایرانی‌بودن خود افتخار می‌کنید؟ (ص 489)؛
4. من با وجود شاعرانی مثل فردوسی، مولوی، حافظ و سعدی از ایرانی‌بودن خودم احساس غرور می‌کنم. (ص 491)؛
5. من به فرهنگ محلی و قومی خود افتخار می‌کنم (ص 493)؛
6. من به امنیت و آرامش عمومی که در ایران، در مقایسه با کشورهای منطقه وجود دارد، افتخار می‌کنم (ص 495)؛
7. فعالیت سیاسی و دیپلماتیک وزارت خارجه در مذاکرات هسته‌ای با کشورهای جهان (5+1) موجب افتخار و غرور است (ص 497).

 

وفاداری ملی:

1. امیدواریم ایران دوباره جنگی را تجربه نکند؛ اما چنانچه جنگ ناخواسته‌ای بر کشور تحمیل شود و دولت از افراد بخواهد داوطلبانه به جبهه بروند، فکر می‌کنید مردم تا چه اندازه به این دعوت پاسخ مثبت می‌دهند؟ (ص 475)؛
2. شما در چنین اوضاعی، تا چه اندازه حاضرید به جبهه (یا کمک در پشت جبهه فقط برای زنان و افراد ناتوان) بروید؟ (ص 477).

 

عام‌گرایی:

اگر شاهد دعوای یکی از قوم‌وخویش‌های خود با یک غریبه باشید چه کار می‌کنید؟ 1- از کسی که حق با او باشد دفاع می‌کنم. 2- از قوم‌وخویشم دفاع می‌کنم. 3- فقط آنها را جدا می‌کنم. 4- اصلاً مداخله نمی‌کنم (ص 470).

جدول 8 ضرایب همبستگی را نشان می‌دهد.

همچنان که مشاهده می‌‌‌شود، تأثیر مستقیم و غیرمعنادار میزان افتخارآمیز بودن سیاست خارجی ایران و هویت ملی (سازۀ ترکیبی) بر میزان خودکشی و همچنین تأثیرپذیری مستقیم و غیرمعنادار میزان خودکشی از میزان شرکت در جنگ به‌صورت داوطلبانه، نشان‌دهندۀ جنبۀ غیرعادی و نامعقول است. تأثیر معکوس و غیرمعنادار تمایل به زندگی در خارج و گرفتن تابعیت کشورهای دیگر بر میزان خودکشی نیز مجال تحلیل و تفسیر بیشتری را می‌طلبد که با توجه به تأثیر غیرمعنادار بودن، ضرورتی برای معقول‌سازی آن انجام نمی‌دهیم.

رابطۀ مستقیم بین شاخص وفاداری ملی (جبهه‌رفتن) و میزان خودکشی، غیرمعناداری نظریۀ سرمایۀ اجتماعی را نشان می‌دهد؛ با این ملاحظه که دقیقه‌های روشی و فنی روش پژوهش و پیمایش معتبر و پایا باشند؛ امری که مظان شک و شبهه قرار دارد. با وجود این یافتۀ متخالف، دربارۀ نتیجه‌گیری دربارۀ بی‌تأثیری سرمایۀ اجتماعی باید با احتیاط عمل شود.

 

 

 

 

 

 

جدول 8- ضریب همبستگی پیرسون بین میزان خودکشی و مؤلفه‌های سرمایه اجتماعی (سال 1386)

Table 8- Pearson correlation coefficient between suicide rate and social capital components (2007)

میزان خودکشی
تعداد 1	سطح معناداری	ضریب همبستگی پیرسون	مؤلفۀ سرمایۀ اجتماعی
30	311/0	191/0-	تمایل به زندگی در کشورهای خارجی
30	325/0	186/0-	تمایل به گرفتن تابعیت کشورهای خارجی
30	575/0	107/0	شرکت مردم در جنگ در صورت وقوع جنگ
30	475/0	136/0	جبهه‌رفتن شخص به‌صورت داوطلبانه
30	028/0	*401/0-	اصلاً مداخله نمی‌کنم.
30	024/0	*411/0	فقط آنها را جدا می‌کنم.
30	78/0	058/0	از قوم‌وخویشم دفاع می‌کنم.
30	602/0	099/0-	از کسی که حق با او باشد دفاع می‌کنم.
30	929/0	017/0-	تا چه حد به ایرانی‌بودن خود افتخار می‌کنید؟
30	929/0	047/0-	من با وجود شاعرانی چون حافظ و ... احساس غرور می‌کنم.
30	385/0	164/0	من به فرهنگ محلی ... افتخار می‌کنم.
30	334/0	183/0	من به امنیت ... افتخار می‌کنم.
30	013/0	*499/0	فعالیت دیپلماتیک وزارت خارجه ... موجب افتخار و غرور است.
28	042/0	*387/0	هویت ملی 2 و 3
*معنادار در سطح 005/0 نکات: 1. استان کرمانشاه به‌دلیل پرت (از منظر دو متغیر) و ناهماهنگی با بقیه حذف شد. 2. با انجام تحلیل عاملی از گویه‌‌های پنج‌گانه یک عامل استخراج شد و آلفای کرونباخ این پنج گویه 88/0 است که نشان می‌دهد می‌توان این گویه‌ها را به یک متغیر فروکاست. 3. سه استان کرمانشاه، گلستان و آذربایجان شرقی به‌‌دلیل پرت‌بودن از منظر دو متغیر و ناهماهنگی با بقیه حذف شدند.

 

 

رابطۀ خودکشی با مشارکت انتخاباتی

در این بخش از پژوهش رابطۀ مشارکت انتخاباتی با میزان خودکشی تحلیل می‌شود. جدول 9 ضرایب همبستگی این دو متغیر را نشان می‌دهد. ‌ذکر این نکته ضروری است که تحلیل در سطح سنجش نگرش‌ها و واقعیت تجربی بررسی شده است که نتایج آن در جهت مخالف‌اند و به تحلیل و تفسیر بیشتر نیازمند است.

 

 

 

جدول 9- ضریب همبستگی پیرسون بین میزان خودکشی و میزان شرکت در انتخابات (سال 1386)

Table 9- Pearson correlation coefficient between suicide rate and turnout (2007)

میزان خودکشی
تعداد1	سطح معناداری	ضریب همبستگی پیرسون	مؤلفۀ سرمایۀ اجتماعی
30	29/0	399*	در آخرین انتخابات ریاست‌جمهوری شرکت کردم.
30	013/0	448*	در آخرین انتخابات مجلس شرکت کردم.
30	011/0	460*	در آخرین انتخابات شورا شرکت کردم.
28	455/0	147/0-	مشارکت انتخاباتی 88 (سطح واقعیت تجربی)2
28	390/0	172/0-	مشارکت انتخاباتی 92 (سطح واقعیت تجربی)3
31	026/0	*399/0-	مشارکت انتخاباتی 96 (سطح واقعیت تجربی)
*معنادار در سطح 005/0 1. استان‌های کرمانشاه، ایلام و خراسان جنوبی به‌‌دلیل بالابودن میزان خودکشی جزء موارد پرت محسوب و حذف شدند

 

 

 

در سطح نگرشی (سنجیده‌‎شده به‌وسیلۀ پیمایش ارزش‌ها و نگرش‌های ایرانیان، موج سوم، 1395)، تأثیر مستقیم میزان شرکت در انتخابات ریاست‌جمهوری، مجلس و شورا بر میزان خودکشی نشان می‌دهد مؤلفۀ مشارکت انتخاباتی به‌‌منزلۀ شاخصی از سرمایۀ اجتماعی تأثیر فزاینده‌ای بر خودکشی دارد. این در حالی است که در سطح واقعیت تجربی (مشارکت انتخاباتی و میزان خودکشی) این نسبت تغییر می‌کند؛ به این معنا که با افزایش میزان مشارکت انتخاباتی در استان‌ها، میزان خودکشی کم می‌‌شود؛ امری که مغایر با سایر یافته‌ها و به تحلیل بیشتر نیازمند است. نمودار 5 رابطۀ مشارکت انتخاباتی و میزان خودکشی را در سال 1396 (هم در سطح نگرشی و هم در سطح واقعیت تجربی) نشان می‌دهد.

 

 

نمودار 5- ترسیم توزیعی مشارکت انتخاباتی و میزان خودکشی (سال 1396)

Fig 5- Scatterplot of the Relationship between electoral participation and suicide rate (2017)

 

 

اختلاف روابط بین میزان خودکشی و مشارکت انتخاباتی در دو سطح واقعیت تجربی و سطح نگرش‌ها نشان می‌دهد استان‌های لرستان و کردستان در زمینۀ مشارکت انتخاباتی تصورات فزاینده‌ای (مثبت) دارند و تصور می‌کنند مشارکت انتخاباتی آنها زیاد است؛ در حالی‌ که در واقعیت، آن استان کمتر از آن در انتخابات شرکت می‌کند و یا استان‌های یزد و مازندران که برعکس بیشتر از انتظارات آن استان در انتخابات شرکت می‌کنند؛ به‌‎ازای یک واحد افزایش در این تصورات 479/0 واحد^[18] بر میزان خودکشی استان افزوده می‌شود؛ امری که به تحلیل بیشتر نیازمند است.

 

نمودار 6- ترسیم توزیعی رابطه خودپنداره سیاسی از مشارکت و میزان خودکشی (سال 1396)

Fig 6- Scatterplot of the relationship between political self-concept of participation and suicide rate (2017)

 

اگر بخواهیم بر بیسوادی خودمان برچسب علمی بزنیم، می‌توانیم مدعی شویم که انتظارات فزاینده دربارۀ میزان مشارکت در استان‌ها از عوامل تأثیرگذار بر میزان خودکشی است. شخصی که در استان‌های کرمانشاه، لرستان و کهگیلویه و بویراحمد زندگی و در خیال و انتظار خود کمتر از بقیه در انتخابات شرکت می‌کند و بر این گمان است که بیشتر مردم در انتخابات شرکت می‌کنند، دچار ‌‌خودکم‌بینی است. این ادعا را می‌‌توان دربارۀ تفسیر میزان آرای باطل در انتخابات ریاست‌جمهوری بازسازی کرد که استان‌‌های دارای آرای باطل بیشتر، میزان خودکشی بیشتری نیز دارند؛ زیرا افراد آرای سفید و باطل خود را به صندوق‌‌‌ها می‌‌اندازند. تأثیر میزان آرای باطله در خودکشی با حذف استان کردستان 411/0 است که در سطح 024/0 معنادار است. نمودار 7 این رابطه را نشان می‌‌دهد.

نمودار 7- ترسیم توزیعی آرای باطله و میزان خودکشی (سال 1396)

Fig 7 - Scatterplot of the Relationship between waste votes and suicide rate (2017)

 

رابطۀ اعتماد با میزان خودکشی

جدول 10 ضریب همبستگی اعتماد و میزان خودکشی را نشان می‌دهد.

 

 

جدول 10- ضریب همبستگی پیرسون بین میزان خودکشی و اعتماد به نهادهای اجتماعی (سال 1394)

Table 10- Pearson correlation coefficient between suicide rate and trust in social institutions in 2015

میزان خودکشی (1394)
تعداد	سطح معناداری	ضریب همبستگی پیرسون	مؤلفۀ سرمایۀ اجتماعی
31	761/0	057/0	اعتماد به مجلس شورای اسلامی
31	352/0	173/0	اعتماد به مجمع تشخیص مصلحت نظام
31	372/0	166/0	اعتماد به شورای نگهبان
31	390/0	160/0	اعتماد به قوۀ قضاییه
31	371/0	166/0	اعتماد به دولت
31	945/0	013/0-	اعتماد به شهرداری
*معنادار در سطح 005/0 نکته: استان کرمانشاه به‌دلیل بالابودن میزان خودکشی جزء موارد پرت بود که برای حفظ دادۀ این استان میزان خودکشی با بقیۀ استان‌ها هم‌تراز شد؛ به این صورت که میزان خودکشی این استان با بالاترین میزان خودکشی استان‌ها دریک سطح قرار گرفتند.

 

 

ضرایب همبستگی بین اعتماد و میزان خودکشی نشان می‌دهند نسبت بین این دو در جهت خلاف‌‎آمد نظریه‌های سرمایۀ اجتماعی است؛ به این معنا که در بدترین حالت آن، با افزایش اعتماد به نهادها (اعتماد نهادی) میزان خودکشی نیز افزایش می‌یابد و در خوش‌بینانه‌ترین حالت، رابطۀ معکوسی (فرض و پیش‌بینی نظریه) بین آنها وجود ندارد و این یافته با فرض و پیش‌بینی نظریه مغایر است. ذکر این نکته ضروری است که اعتماد هستۀ مرکزی و سخت سرمایۀ اجتماعی است.

 

رابطۀ روابط خانوادگی (نزدیکان و بستگان) با میزان خودکشی

این بخش از مقاله متکفل بررسی رابطۀ خودکشی با روابط (رابطه و قطع رابطه) خانوادگی است. این بار با استفاده از پیمایش طرح بررسی و سنجش شاخص‌های فرهنگ عمومی کشور (شاخص‌های غیرثبتی) سال 1389، پیوندهای خودکشی و شاخص‌هایِ سنجیده‌شده در سال 1389، تحلیل و آزمون می‌شوند. در این پیمایش برحسب ارتباط آن با سرمایۀ اجتماعی، شاخص‌های (گویه، سؤال و یا سنجه) زیر تحلیل می‌شوند: رابطه / قطع رابطه با نزدیکان، نزدیکان ساکن / غیرساکن در شهر، بستگان ساکن / غیرساکن در شهر در سال‌های 1388 و 1389. جدول و نمودار زیر ضرایب همبستگی و روابط آنها را نشان می‌دهند.

ضرایب مثبت این جدول نشان می‌دهند با افزایش قطع رابطه با نزدیکان خودکشی در سطح استان زیاد می‌شود؛ در حالی ‌که افزایش قطع رابطه با بستگان خودکشی را کاهش می‌دهد. ازنظر محتوایی، تأثیر و پیامد رابطه و قطع رابطۀ فرد با نزدیکان و بستگان متفاوت است؛ به‌ عبارت‌ دیگر، تماس و برقراری ارتباط با نزدیکان تأثیر افزاینده‌ و قطع رابطه با آنها تأثیر کاهنده بر خودکشی دارد. این امر در صورتی‌ است که با افزایش تماس و برقراری ارتباط با بستگان (ساکن یا غیرساکن در شهر) شاهد تأثیر مشابهی بر خودکشی هستیم و همگی سبب کاهش خودکشی می‌شود؛ بنابراین، می‌توان گفت هرچه قطع رابطه با نزدیکان بیشتر شود، میزان خودکشی بیشتر و هرچه قطع رابطه با بستگان ساکن بیشتر شود، میزان خودکشی کمتر می‌‌شود.

در توضیح و تفسیر این امر می‌توان گفت به‎لحاظ محتوا، پیامد رابطه و قطع رابطه با نزدیکان و بستگان متفاوت است و نزدیکان، شخص را درگیر در مناسباتی می‌‌کنند که با مناسبات با بستگان (اقوام و خویشان) متفاوت است؛ این در حالی است که در افکار عامه و منطق عمومی مردم، نزدیکان (برادر، خواهر، عمه، دایی و ...) و بستگان عموماً یکسان فرض می‌شود. جدول 11 و نمودار 8 رابطۀ میزان خودکشی و میزان قطع ارتباط با نزدیکان را در سال 1388 به‌صورت آماری و تصویری ارائه می‌کنند.

 

 

جدول 11- ضریب همبستگی پیرسون بین میزان خودکشی و مولفه­های روابط خانوادگی (سال 1388 و 1389)

Table 11- Pearson correlation coefficient between suicide rate and family relationships (2009 and 2010)

گویه‌ها	ضریب همبستگی اولیه	ضریب همبستگی معتبر	توضیحات
قطع رابطه با نزدیکان سال 1388	192/0-	419/0*	حذف استان ایلام، خراسان جنوبی (پرت) و خوزستان (ناسازگار با الگوی کلی)
قطع رابطه با نزدیکان سال 1389	032/0	376/0*	حذف استان ایلام (پرت)، آذربایجان شرقی و خوزستان (ناسازگار با الگوی کلی)
قطع رابطه با بستگان ساکن در شهر سال 1388	239-	447/0-*	حذف استان خراسان جنوبی، ایلام (پرت) و خوزستان (ناسازگار با الگوی کلی)
قطع رابطه با بستگان ساکن در شهر سال 1389	417-	469/0-*	حذف استان ایلام (پرت)، آذربایجان شرقی و خوزستان (ناسازگار با الگوی کلی)

 

 

 

نمودار 8-ترسیم توزیعی میزان قطع رابطه با نزدیکان و میزان خودکشی (سال 1388)

Fig 7- Scatterplot of the Relationship between family relationships and suicide rate (2009 and 2010)

 

 

 

این نمودار از این ‌نظر مهم است که ضریب همبستگی اولیه (بدون حذف موارد پرت و ناسازگار) برابر با 192/0- بود؛ در حالی ‌که، با حذف مورد پرت (خراسان جنوبی) این ضریب وارد مرز همبستگی مثبت‌ می‌‌شود و حذف استان ناسازگار با الگوی کلی (خوزستان) ضریب همبستگی را معنادار می‌‌کند. نکتۀ مهم در نمودار 8 و ضرایب همبستگی جدول 11، رابطۀ مستقیم بین این دو متغیر و رابطۀ معکوس میزان خودکشی با سایر متغیرهاست.

 

 

نمودار 9- ترسیم توزیعی میزان قطع رابطه با نزدیکان و میزان خودکشی (سال 1389)

Fig 9- Scatterplot of the relationship with relatives and the rate of suicide (2009 and 2010)

 

 

 

در ادامه با توجه به اینکه پیامد رابطه و قطع رابطه با نزدیکان و بستگان بر میزان خودکشی متفاوت است، تأثیر میزان افرادی که متارکه کرده‎‌اند و افراد فراری بر میزان خودکشی بررسی شد. جدول 12 ضریب همبستگی بین این میزان‌ها و میزان خودکشی را نشان می‌دهد.

 

 

 

جدول 12- ضریب همبستگی پیرسون بین میزان خودکشی و مولفه­های روابط خانوادگی (سال 1389)

Table 12- Pearson correlation coefficient between suicide rate and in 2010

 

گویه‌ها	ضریب همبستگی معتبر	سطح معناداری
درصد افرادی که متارکه کردند	217/0-	249/0
درصد افرادی که فرار کردند	161/0-	396/0
میزان سالمند سپری	234/0-	214/0

 

 

 

نتایج نشان دادند این دو (متارکه و فرار) بر خودکشی تأثیر معکوس دارند (هرچند رابطه معنادار نیست^[19]). این یافته بر این امر دلالت دارد که در استان‌ها، هرچه میزان متارکه و فرار در خانواده‌ها افزایش یابد، از میزان خودکشی کاسته می‌شود؛ نتیجه‌ای که با یافتۀ پژوهش صالح‌آبادی (1389) همخوان است که هرچه در استان ایلام طلاق بیشتر رواج یابد، میزان خودکشی کم خواهد شد^[20] و بر این دقیقه انگشت می‌گذارد که راه‌حل کاهش خودکشی در استان ایلام افزایش طلاق است. از این منظر، متارکه و فرار از منزل پیرو همان سازوکارها عمل می‌کنند؛ به اینگونه که متارکه و فرار از منزل، میزان خودکشی را کاهش می‌دهند و شخص را از فشار وارده بر خود می‌رهانند.

سپردن سالمندان به‌‌‌منزلۀ شاخصی از حمایت اجتماعی نیز رابطۀ معکوسی با خودکشی دارد. هرچند با حذف استان‌های پرت و ناسازگار (خراسان رضوی و خوزستان، خراسان جنوبی و ایلام) ضریب همبستگی در حد مرز معکوس و مستقیم قرار می‌گیرد؛ به‌ عبارت‌ دیگر، بین این دو رابطه و همبستگی خاص و معناداری وجود ندارد که بخواهیم آن را معقول کنیم.

رابطۀ کمک مالی به دیگران (صدقه) با میزان خودکشی

جدول 13 رابطۀ خودکشی و میزان کمک مالی به دیگران (صدقه) را نشان می‌دهد که رابطۀ معکوس و غیرمعنادار بین آن دو وجود دارد. با افزایش میزان کمک مالی در استان‌ها میزان خودکشی کاهش می‌یابد. این مورد در راستای نظریۀ سرمایۀ اجتماعی است.

 

جدول 13- ضریب همبستگی پیرسون بین میزان خودکشی و میزان صدقه (سال 1391 و 1392)

Table 13- Pearson correlation coefficient between suicide rate and charity in 2012 and 2013

گویه‌ها	ضریب همبستگی معتبر	سطح معناداری
میزان صدقه در سال 1391	162/0-	370/0
میزان صدقه در سال 1392	174/0-	370/0

 

رابطۀ میزان نزاع و میزان خودکشی

در اینجا نزاع به‌‌منزلۀ شکل غیرمستقیم سرمایۀ اجتماعی بررسی می‌شود. جدول 14 ضریب همبستگی پیرسون بین میزان خودکشی و میزان نزاع را با 155 واحد^[21] نشان می‌دهد که رابطۀ مستقیم و معناداری بین میزان خودکشی و میزان نزاع و درگیری وجود دارد. با کاهش سطح نزاع و درگیری در استان از میزان خودکشی مردان و کل خودکشی استان کاسته می‌شود.

 

جدول 14- ضریب همبستگی پیرسون بین میزان خودکشی و میزان نزاع با 155 واحد (سازمان پزشکی قانونی و مرکز آمار ایران)

Table 14- Pearson correlation coefficient between suicide rate and conflict rate (155 Cases)

گویه‌ها	ضریب همبستگی معتبر	سطح معناداری
میزان نزاع و درگیری برای مردان	269/0	001/0
میزان نزاع و درگیری در کل	200/0	012/0

 

بحث و استدلال

در این مقاله میزان سرمایۀ اجتماعی استان‌ها و مراکز آنها، به‌‌منزلۀ سازه ترکیبی، که به‌وسیلۀ پژوهشگران (عبداللهی و همکاران، 1386؛ حسینی و همکاران، 1386؛ شعبانی و سلیمانی، 1388؛ سعادت، 1385) اندازه‌گیری شده بود، هیچ‌گونه تأثیر معناداری بر میزان خودکشی نداشت. تأثیر سرمایۀ اجتماعی سنجیده‌شده به‌وسیلۀ سعادت (1385) با حذف موارد پرت بر میزان خودکشی اندک و جهت آن مشخص نبود و درمجموع، تأثیر معنادار و مهمی نداشت. تأثیرپذیری میزان خودکشی از سرمایۀ اجتماعی سنجیده‌شده به‌وسیلۀ عبداللهی و موسوی (1386) نیز معنادار نبود. وجود همبستگی منفی بین میزان خودکشی و شاخص سرمایۀ اجتماعی - که حاصل ترکیب شاخص‌های چهارگانه (صداقت، اعتماد، مشارکت مدنی و اجتماعی) در پژوهش شعبانی و سلیمانی (1388) است - جای شک و شبهه وجود دارد؛ زیرا این شاخص به‌منزلۀ سازۀ ترکیبی، محصول ترکیب شاخص‌هایی بوده است که رابطۀ متفاوت و مغایری با میزان خودکشی دارند؛ بنابراین، نتایج حاصل از ترکیب، تجمیع و برقراری رابطه بین شاخص‌های ترکیبی و خودکشی را باید با احتیاط به کار برد و تا اطلاع ثانویه و به دست آوردن شواهد دیگر، بهتر است نتیجه خنثی در نظر گرفته شود؛ به‌ عبارت روشن‌تر، استفاده از سازه‌های ترکیبی و تجمیعی با اثرات متفاوت در عناصر متشکلۀ آن، نتیجۀ نامعقولی به وجود می‌‌آورد. این مطلب برای شاخص سرمایۀ اجتماعی سنجیده‌شده به‌وسیلۀ حسینی و همکاران (1386) نیز صادق است؛ بنابراین، می‌توان گفت سرمایۀ اجتماعی سنجیده‌شده به‌وسیلۀ پژوهشگران ذکرشده، تأثیری بر میزان خودکشی ندارد؛ ازاین‌رو، می‌توانیم ادعاهای پژوهش‌های دیگر (محمدیان‌منصور، 1395؛ محمدیان‌منصور و همکاران، 1397؛ باستانی و رزمی، 1393) را نقد کنیم که خودکشی را به‌‌منزلۀ شاخصی برای اندازه‌گیری سرمایۀ اجتماعی استفاده می‌کنند.

هر یک از عناصر و مؤلفه‌های تشکیل‌دهندۀ سرمایۀ اجتماعی، رابطه و پیوند دیگرگونه‌‌ای با میزان خودکشی دارند. مشارکت اجتماعی سنجیده‌شده به‌وسیلۀ حسینی و همکاران (1386) در قالب بعد ساختاری - غیررسمی آن و شعبانی و سلیمانی (1388) و عبداللهی و همکاران (1386)، در قالب سرمایۀ اجتماعی جدید، تأثیر منفی و معکوسی بر میزان خودکشی دارند؛ به این صورت که رفت‌وآمد خانوادگی و دیدوبازدید با همکاران (مشارکت اجتماعی و خانوادگی مبتنی بر روابط گرم) تأثیر کاهنده بر خودکشی دارند. با وجود این، در سطح نگرشی و پیمایشی، تأثیرات نوع روابط با نزدیکان و وابستگان بر میزان خودکشی در جهت مخالفی است. هرچه میزان قطع رابطه با نزدیکان بیشتر شود، میزان خودکشی بیشتر و هرچه میزان قطع رابطه با بستگان ساکن بیشتر شود، میزان خودکشی کمتر می‌شود. نتایج پژوهش همچنین نشان دادند متارکه و فرار از خانواده بر میزان خودکشی تأثیر معکوس دارند و با افزایش میزان متارکه و فرار از خانواده در استان‌ها، از میزان خودکشی کاسته و شخص از فشار وارده بر خود رها می‌شود.

تأثیر مشارکت مدنی بر سرمایۀ اجتماعی در هاله‌ای از ابهام قرار دارد و تأثیر آن در سطح نگرشی (سنجیده‌شده به‌وسیلۀ پژوهشگران و مؤسسات پژوهشی) و آماری (واقعیت تجربی) متفاوت است. رابطۀ میزان خودکشی با مشارکت مدنی سنجیده‌شده به‌وسیلۀ شعبانی و سلیمانی (1388) معکوس و غیرمعنادار است؛ در حالی ‌که، این امر با شاخص سرمایۀ اجتماعی حسینی و همکاران (1386) در قالب بعد ساختاری - نهادی معکوس و معنادار است. در سطح نگرشی (سنجیده‌شده به‌وسیلۀ پیمایش ارزش‌ها و نگرش‌های ایرانیان، موج سوم، 1395)، رابطۀ میزان شرکت در انتخابات ریاست‌جمهوری، مجلس و شورا با میزان خودکشی، نشان می‌دهد مشارکت انتخاباتی تأثیر فزاینده‌ای بر خودکشی دارد؛ این در حالی است که در سطح واقعیت تجربی (مشارکت انتخاباتی در دورهای ریاست‌جمهوری) این نسبت تغییر می‌کند؛ به این معنا که با افزایش میزان مشارکت انتخاباتی در استان‌ها، میزان خودکشی کم می‌‌شود. تأثیر میزان آرای باطله بر میزان خودکشی نیز مستقیم و معنادار است و با افزایش میزان آرای باطله در استان‌ها میزان خودکشی در استان‌ها نیز افزایش می‌یابد.

ضرایب همبستگی بین اعتماد و میزان خودکشی نشان می‌دهند نسبت بین این دو برعکس نظریۀ سرمایۀ اجتماعی است؛ به این معنا که در بدترین حالت آن، با افزایش اعتماد به نهادها (اعتماد نهادی) میزان خودکشی افزایش می‌یابد و در خوش‌بینانه‌ترین حالت، رابطۀ معکوسی (فرض و پیش‌بینی مطابق این نظریه) بین آنها وجود ندارد و این یافته با فرض و پیش‌بینی نظریۀ سرمایۀ اجتماعی مغایر است. ‌ذکر این نکته ضروری است که اعتماد، هستۀ مرکزی و سخت سرمایۀ اجتماعی است.

رابطۀ صداقت و میزان خودکشی مثبت (مستقیم) و غیرمعنادار است. با وجود چنین رابطه‌‌ای، می‌توان این یافته را نامعقول در نظر گرفت؛ زیرا با افزایش صداقت در سطح استان میزان خودکشی افزایش می‌یابد. در تضعیف این رابطۀ نامعقول می‌توان به رابطۀ معکوس فرهنگ وفای‌به‌عهد، صداقت و درستی سنجیده‌شده به‌وسیلۀ مرکز پژوهش‌های مجلس شورای اسلامی (1397) با میزان خودکشی اشاره کرد که در جهت عکس نتیجۀ ذکرشده است و این یافتۀ نامعقول را معقول می‌کند. رابطۀ خودکشی با همۀ نماگرهای امنیت، معکوس است. بعد مهم امنیت که خودکشی با آن رابطۀ مهم و معنادار دارد، نماگر مصونیت جان و مال شهروندان از تعرض است که از شش مؤلفۀ آماری^[22] تشکیل‌ شده است.

دربارۀ تأثیرپذیری میزان خودکشی از میزان نزاع در استان‌ها، مقاله مدعی است با کاهش سطح نزاع و درگیری در استان‌ها، از میزان خودکشی مردان و کل خودکشی کاسته می‌شود. تأثیرگذاری معکوس و غیرمعنادار تمایل به زندگی در خارج و گرفتن تابعیت کشورهای دیگر بر میزان خودکشی و تأثیرپذیری مستقیم و غیرمعنادار میزان خودکشی از متغیرهای میزان افتخارآمیز بودن سیاست خارجی ایران، هویت ملی (سازۀ ترکیبی) و میزان شرکت در جنگ به‌وسیلۀ خود شخص و سایر مردم، جنبۀ غیرعادی و نامعقولی را نمایان می‌‌‌کند که بی‌‌کفایتی ادعاهای نظریۀ سرمایۀ اجتماعی را نشان می‌‌‌دهد.

 

نتیجه

در سطح استان‌های ایران سرمایۀ اجتماعی به دو روش اندازه‌‌گیری شده است که هر یک قرائت خاصی از واقعیت و اعتبار و پایایی آنها متفاوت است. ازنظر اعتبار و پایایی، سنجش و اندازه‌گیری سرمایۀ اجتماعی در سطح پیمایشی و نگرشی در وضعیت نامناسبی از اندازه‌گیری در سطح آمار قرار دارد. هرچند پژوهش‌های انجام‌‌شده برای سنجش سرمایۀ اجتماعی، اعتبار و پایایی خود را اعلام کرده‌اند، اطمینانی به این اعتبار و پایایی نیست. بنابراین، برای تأکید یافته‌های پژوهش، یافته‌های مستخرج و مستنبط از داده‌های آماری ازنظر اعتبار و پایایی، اعتبار بیشتری نسبت به داده‌‌های سطح پیمایشی و نگرشی دارند.

نتایج به‌دست‌آمده از این مقاله بر این امر تکیه دارند که روابط آزمون‌شده در سطح واقعیت تجربی که داده‌‌های خود را از آمار گرفته‌اند، با اطمینان بیشتری گزارش و در مقابل، روابط مستخرج از پیمایش و نگرش با احتیاط گزارش می‌شوند. پژوهش نشان داد سرمایۀ اجتماعی و اعتماد، تأثیری بر میزان خودکشی ندارند و مؤلفه‌های تشکیل‌دهندۀ آن، روابط دیگرگونه با میزان خودکشی دارند. مشارکت اجتماعی که براساس رفت‌وآمد خانوادگی است، بر میزان خودکشی تأثیر کاهنده می‌گذارد؛ البته در سطح پیمایش، قطع رابطه با بستگان، میزان خودکشی را کاهش می‌دهد (یافتۀ متفاوت با سطح آمار). همچنین مشارکت سیاسی یا مدنی که در این مقاله در شکل مشارکت انتخاباتی مطرح ‌شده است، تأثیر کاهنده بر میزان خودکشی دارد؛ ولی در سطح پیمایش این تأثیر متفاوت است و موجب افزایش خودکشی می‌شود که باید با این یافته با احتیاط عمل کرد. امنیت به‌‌منزلۀ مؤلفۀ دیگر سرمایه اجتماعی، تأثیر کاهنده بر خودکشی دارد و با افزایش امنیت، خودکشی کاهش می‌یابد. این یافته در سطح آماری و واقعیت تجربی است و می‌توان به آن ‌اتکا کرد. میزان نزاع نیز که سنجش آن در سطح آماری است، رابطۀ مستقیمی با میزان خودکشی دارد و با کاهش سطح نزاع و درگیری در استان‌های ایران، میزان خودکشی کاهش می‌یابد. بعضی از مؤلفه‌های سرمایۀ اجتماعی که داده‌های آنها در سطح پیمایش و نگرش جمع‌آوری ‌شده است، رابطۀ نامعقولی با میزان خودکشی دارند؛ ازجمله: 1. تمایل به زندگی در خارج، 2. گرفتن تابعیت کشورهای دیگر، 3. میزان افتخارآمیز بودن سیاست خارجی ایران، 4. هویت ملی (سازۀ ترکیبی)، 5. میزان شرکت در جنگ به‌وسیلۀ خود شخص و سایر مردم که باید پژوهشگران دیگر آن را بررسی انتقادی کنند.

برای ترسیم شخصیت فرد خودکش براساس دستاوردهای این پژوهش و با توجه به متغیرهای مستقل (عوامل مؤثر)، می‌‌توان شخص خودکش را فردی دانست که:

1. مشارکت اجتماعی اندکی دارد. کمتر رفت‌وآمد خانوادگی و دیدوبازدید با همکاران دارد. با نزدیکان قطع رابطه کرده و ممکن است با بستگان رابطۀ محدودی داشته باشد.
2. نمی‌تواند با همسر خود متارکه کند یا از او طلاق[23] بگیرد یا از خانواده فرار کند.
3. کمتر در انتخابات شرکت می‌‌‎‌کند و در صورت شرکت در آن رأی سفید و باطل به صندوق می‌‌اندازد.
4. دچار ‌‌خودکم‌‌بینی است.
5. به افراد و نظام اعتماد دارد.
6. آدم صادقی است یا دست‌کم دروغگو نیست.
7. احساس امنیت نمی‌کند.
8. به زندگی در خارج از کشور تمایلی ندارد و خواهان گرفتن تابعیت کشورهای دیگر نیست.

براساس این تعریف، چنین فردی بعضی از وجوه سرمایۀ اجتماعی را دارد. همچنین مهم‌ترین مولفۀ سرمایۀ اجتماعی - اعتماد اجتماعی – را دارد. به نظر می‌‌رسد نوساناتی‌بودن میزان سرمایۀ اجتماعی موجب نمی‌‌شود فرد خودکشی کند؛ بلکه آنچه موجب خودکشی شخص می‌‎شود، نداشتن ارادۀ زیستن یا نخواستن ادامه زندگی است. شخصی که مشارکت اجتماعی و انتخاباتی اندکی دارد، کمتر رفت‌وآمد خانوادگی و دیدوبازدید با همکاران دارد، تمایلی برای زندگی در خارج ندارد و ... که همگی نشان می‌‌دهند ارادۀ شخص دچار نوساناتی شده است. برای نظریه‌سازی براساس این شخصیت، به‎‌ناچار گرفتار همان‌گویی (Tautology) خواهیم شد و گزاره‌‌ای بیان خواهیم کرد که در قالب گزارۀ‌^[24] تحلیلی است تا ترکیبی. گزاره به این قرار است: نداشتن ارادۀ زندگی یا نخواستن زندگی موجب خودکشی می‌شود.

هرچند تعریف و تبیین خودکشی با استفاده از مفهوم نخواستن زندگی یا نداشتن ارادۀ زیستن یک گزارۀ تحلیلی و همان‌گویی است، این امر را مشخص می‌‌کند که در استان‌‌های دارای میزان خودکشی بالا، میل به زندگی و ارادۀ زندگی پایین است؛ امری که در نظریه‌‌سازی به ما کمک می‌کند. این نکتۀ مهم است که خودکشی امری عقلانی نیست؛ بلکه امری غیرعقلانی است و جایگاه آن در بخش اراده است. شاید نظریۀ آرتور شوپنهاور که جهان را همچون اراده می‌‌داند، ما را در نظریه‌‌سازی رهنمون کند^[25]. بحثی که می‌‌توان دربارۀ آن فرضیه‌‌سازی کرد و راه را برای آزمون فرضیه‌‌ها باز می‌‌گذارد.

 

[1] درواقع، فرار از تحلیل‌اند تا فراتحلیل (مهری، 1390: 149).

[2]. برای ‌مثال، همبستگی مکانیکی نزد دورکیم یک نوع است. در این نوع از همبستگی، انگیزۀ تعامل بر همانندی مبتنی است و آدم‌ها به این دلیل با هم تعامل دارند که مثل هم هستند. وقتی این شکل از همبستگی بر جامعه مسلط باشد، افراد جامعه چندان تفاوتی با یکدیگر ندارند و احساسات واحد دارند؛ زیرا به ارزش‌های واحدی وابسته‌اند و مفهوم مشترکی از تقدس دارند. جامعه ازآن‌رو منسجم است که افراد آن هنوز تمایز اجتماعی پیدا نکرده‌اند. در چنین جامعه‌ای حقوق کیفری و جزایی از حقوق ترمیمی و جبرانی مهم‌تر است؛ حقوق سرکوبگر وجود دارد، قواعد اخلاقی قدرتمندند و ... (استونز، 1379: 80-79). در چنین حالتی، نمی‌توان ادعا کرد که همانندی و شباهت سبب همبستگی مکانیکی شده است که به‌نوبۀ خود موجب ایجاد حقوق کیفری و سرکوبگر شده است؛ به ‌عبارت ‌دیگر، خصوصیات موجود در نوع، جزء تعریف محسوب می‌شوند و نباید آنها را علیت در نظر گرفت.

[3] . در تبیین علیتی، قصد، معنا و انگیزه مدنظر نیست و رابطۀ دو پدیده به‌صورت اجباری و اتوماتیک براساس قانونمندی بیان می‌شود؛ اما در تبیین دلیل (تدلیل) قصد و نیت و معنا مدنظر است. فرق بین علت و دلیل، این است که علت، مؤثری است که موجودی را به‌طور ناآگاه و صددرصد و لایتخلف به واکنش وامی‌دارد؛ اما دلیل عبارت است از تصدیق آگاهانه در ذهن یک فرد عاقل و شاعر (باشعور) که او آن را در بر می‌گیرد تا عاقلانه بر وفق آن عمل کند (لیتل، 1373: 55)؛ به‌ عبارتی، آدمیان از روی دلیل عمل می‌کنند و موجودات طبیعت از روی علت. رفتار طبیعت بی‌معناست؛ در حالی‌ که رفتار آدمی معنی‌دار است (لیتل، 1373: 58). دلایل ارائه‌شده در اینجا بر فهم پژوهشگر از رفتار کنشگر (بودون و بوریکو، 1385: 570) مبتنی است، نه دلایل مطرح‌شده ازسوی کنشگر (روت، 1389: 327-324).

[4]. ما واژۀ «بودون» را برای Boudon به کار می‌بریم؛ هرچند مترجم محترم (باقر پرهام) «بودن» را برای آن به کار می‌برد.

[5] . زیمل دو نوع شناخت برای پدیده‌های تاریخی و اجتماعی قائل است؛ تبیین علی و زیرمقوله‌های دیگر (که بودون آنها را توصیف یا کشف باقاعدگی‌های می‌نامد) (بودون، 1383: 1/186). این باقاعدگی‌های در حکم معلول مرکب است که خود به تبیین نیازمند است (بودون، 1383: 1/188)؛ به ‌عبارت ‌دیگر، قاعده‌مندی‌های تجربی مشاهده‌شده در تراز مقیاس کلان، از مقولۀ معلول‌ها هستند؛ اینها به‌هیچ‌وجه بیان‌کنندۀ وجود قواعد یا قوانینی نیستند که توانایی تأثیرگذاری بر ساختار واقعیت را داشته باشند (بودون، 1383 : 1/194). نظریۀ خوب آن است که حجم مهمی از داده‌های تجربی در مقیاس کلان را با هم در نظر بگیرد و آنها را به عللشان در مقیاس سطح تحلیلی خرد، یعنی به انگیزه‌های فردی‌ برگرداند که تعبیر آنها باید قانع‌کننده باشد (بودون، 1383: 1/210).

[6] . لیتل در این زمینه می‌نویسد: کسانی که گفته‌اند کشف نظم‌های آماری، فاتحت و خاتمت تبیین است، اهمیت سازوکار‌های علّی زیرین را انکار می‌کنند؛ پس بدون مقدمه‌چینی خوب است به‌طور مستقیم با آن دربیفتیم و سؤال کنیم که آیا تبیین‌های آماری قائم‌به‌خود، یعنی تبیین‌های بی‌نیاز از قصۀ علل داریم یا نه؟ آیا کشف یک تلازم آماری قوی، خودبه‌خود تبیین حادثه‌ای است یا نه ... . عاقلانه‌ترین سخن آن است که بگوییم آن تلازم آماری، آغاز تبیین است نه پایان آن (مگر به‌ندرت بسیار) (لیتل، 1373: 303). شرط داشتن یک تبیین قانع‌کننده آن است که حتی اگر به‌طور تقریب، سازوکارهای علی واقع در زیرنظم‌های آماری را معین کند (لیتل، 1373: 303). او معتقد است کشف تلازم‌های آماری روشی مقدماتی برای نفوذ به دل پدیده‌های پیچیدۀ اجتماعی برای کشف نظم‌های نهان در آنهاست (لیتل، 1373: 298)؛ بنابراین، نباید معیار نظم استقرایی را تعریفی از علیت دانست؛ بلکه حداکثر، منبعی برای فرضیه‌های علّی و شیوه‌ای برای بررسی تجربی این فرضیه‌هاست (لیتل، 1373: 35). نزد لیتل، رکن هر تبیین علمی، سازوکاری علّی است که C را به E می‌رساند (لیتل، 1373: 23)؛ بنابراین، نظم‌های آماری مبیّن خود نیستند (لیتل، 1373: 304) و سود دست‌یافتن به نظم‌های استقرایی تا آنجاست که خبر از پیوندهای علی محتمل بدهند؛ اما حکم به وجود چنان پیوندی منوط به بررسی فرایندهای علی زیرین‌تر است (لیتل، 1373: 35) و اگر تبیین‌های آماری بخواهند واقعاً تبیین‌‌کننده باشند، باید قصۀ علل را بگویند و بدین شیوه، سازوکار ظهور تلازم‌های مشهور را بازکنند (لیتل، 1373: 277).

[7]. پل لازارسفلد بارها و بارها بر این واقعیت تأکید کرده است که بهترین روش (جامعه‌شناسی)، تبیین متن است (Boudon & Bourricaud, 1989: 239).

[8]. نکتۀ مهم دربارۀ این شاخص‌ها، این است که انتخاب شاخص‌ها برای سرمایۀ اجتماعی براساس دردسترس بودن داده و آمارهای متقن و موثق است. براساس این قاعده (دردسترس و موثق‌‎بودن)، از یک ‌سو، ما ممکن است از داده و آماری استفاده کنیم که ارتباط نظری آن با سرمایۀ اجتماعی به صغری و کبری چیدن مقدماتی نیازمند است که جای آن در این مقاله نیست و ازسوی دیگر، در صورت تأثیرداشتن آن داده و شاخص بر میزان خودکشی، آن مقدمات را به‌صورت خلاصه ارائه خواهیم کرد و در صورت نداشتن تأثیر، چیدن چنین مقدماتی امری عبث خواهد بود که ما آن را ارائه نمی‌‌کنیم.

[9] جالب‌‌توجه است که میزان خودکشی و اقدام به خودکشی ازطرف وزارت بهداشت و مرکز آمار ایران ارائه می‌شود و تفاوت فاحشی بین این دو وجود دارد (رضائیان، 1391).

[10] با توجه به ترجمه‌های متفاوت Reliability و Validity، در این متن، این دو مفهوم به ترتیب پایایی و اعتبار ترجمه شده‌اند.

[11] رتبه‌بندی استان‌ها برحسب سرمایۀ اجتماعی از سوی مؤلف مقاله درج‌ شده است نه ازسوی پژوهشگران؛ بنابراین، احتمال لغزش‌های جزئی وجود دارد.

[12]. نکتۀ مهم این است که واحد تحلیل در مقالۀ حسینی و همکاران (1386) مراکز استان است؛ در حالی ‌که واحد تحلیل دربارۀ میزان خودکشی، سطح استان است؛ بنابراین، این آسیب بر تحلیل ما و همچنین احمدی و ابوترابی‌زارچی (1391) وارد است که پژوهشگران یکسان‌بودن سطح تحلیل را رعایت نکرده‌اند. فرض استفاده از داده‌های مراکز استان برای استان، هرچند ازنظر اعتبار و پایایی و روشی اشتباه است، با توجه به نمایابودن مراکز استان‌ها نسبت به خود استان‌ها، فرض چندان نامعقولی نیست؛ به ‌عبارت ‌دیگر، در افکار عمومی مراکز استان‌ها نمایندۀ خوبی برای استان‌هاست و بیشتر خصوصیات استان‌ها در مراکز استان‌ها وجود دارد. همچنین بیشتر مراکز استان‌ها بالاترین جمعیت استان را دارند. هرچند برای این امر نیز می‌توان انقلتی ارائه داد و آن اینکه شهرستان شاهرود بیشتر از سمنان جمعیت دارد (نتایج سرشماری ایران در سال 1395).

[13] در این مقاله ساختاری - غیررسمی، غیررسمی و ساختاری، ساختاری غیررسمی و غیررسمی - ساختاری و ساختاری و غیررسمی و ... در یک معنا به کار می‌روند.

[14] هرچند استفاده از معناداری بدون تعمیم‌پذیری نتایج پژوهش اشتباه است، هدف مقاله در اینجا نقد شاخص سرمایۀ اجتماعی است.

[15] در این پژوهش، مواردی که از الگوی رابطۀ دو متغیر پرت هستند، به پیروی از خانم مریم وتر که در ترجمۀ (Outlier) به کار برده (نوریس و اینگلهارت، 1387) است، برون‌هشته قلمداد می‌شوند. این ترجمه برای واژۀ Outlying نیز به کار می‌رود. از منظر آمار، برای یک متغیر، موردی که با بقیۀ موارد هماهنگ نیست، مورد پرت (pert) محسوب می‌‌شود.

[16] نماگر مصونیت جان و مال شهروندان از تعرض از شش مؤلفۀ آماری زیر ترکیب‌ شده است: 1. شکایت‌های با موضوع سرقت مستوجب تعزیر، 2. شکایت‌های با موضوع تصرف عدوانی، 3. شکایت‌های با موضوع مزاحمت ملکی، 4. شکایت‌های با موضوع ضرب‌وجرح عمدی، 5. تعداد تصادف منجر به فوت یا جرح، 6. ضریب نفوذ بیمه (مرکز پژوهش‌های مجلس شورای اسلامی، 1397: 18).

[17] در این بخش، اصطلاح آماری در برابر پیمایشی به کار می‌رود و بر سطح واقعیت تجربی دلالت دارد تا سطح سنجش نگرشی و ارزشی. مؤلفه‌های آماری نسبت به مؤلفه‌های پیمایشی اعتبار و پایایی بیشتری دارند؛ اما این به معنای عین‌بودن با واقعیت نیست. روش‌شناسان مردمی معتقدند آمار نیز یک برساختۀ اجتماعی (Social construct) است و امری عینی و فارغ از ذهنیت نیست. اتکینسون در نقد تبیین دورکیم چنین استدلال می‌کند: خودکشی از حالت‌های مفروض یکپارچگی اجتماعی ساخته نمی‌شود؛ بلکه پژوهشگران، آمار و ساختار خودکشی را به‌طور اجتماعی می‌سازند (Atkinson, 1968)؛ بنابراین، در این رهیافت آمارهای x نشان‌دهندۀ میزان x نیست؛ بلکه نتیجۀ ساخته‌شدن چنین آماری ازسوی اجتماع خاص است. کیتسیزو و سیکورل (1963) با انتشار مقالۀ «نکته‌ای دربارۀ آمارهای رسمی» از منتقدان آمارهای دورکیم بودند. داگلاس در ایالات‌متحدۀ آمریکا و بعداً بشلر در فرانسه نیز با تأثیرگرفتن از انتقادهای هالبواکس به منتقدان اعتبار آمارهای خودکشی دورکیم پیوستند (Bourricaud & Boudon, 1989: 399).

[18] وزن بتا نشان‌دهندۀ این است که به‌ازای یک واحد افزایش در انحراف معیار تصورات فزاینده، 479/0 واحد در انحراف معیار میزان خودکشی افزوده می‌شود.

[19] استفاده از آزمون‌های معناداری، تنها هنگامی مناسب است که داده‌ها از یک نمونۀ احتمالی به ‌دست‌ آمده باشند. این آزمون‌ها نشان می‌دهند آیا ویژگی‌ها یا روابط مشاهده‌شده در نمونه را می‌توان برای جمعیت نیز ‌تصور کرد یا خیر؟ آزمون‌های معناداری برای نمونه‌های غیراحتمالی کاربرد ندارند و اگر داده‌ها به یک جمعیت مربوط باشند، دیگر استفاده از آنها بی‌معناست (بلیکی، 1389: 24). متأسفانه معناداری آماری یافته‌های پژوهش، کاملاً به‌غلط، معمولاً با اهمیت عملی یا ذاتی نتایج پژوهش به‌‌اشتباه گرفته می‌شود؛ در حالی ‌که، این اهمیت به قضاوت ما وابسته است و نمی‌توان آن را به‌طور مکانیکی با روش‌های آماری تعیین کرد (Hakim, 1987؛ به نقل از بلیکی، 1389: 270). از آنجا که معناداری در تصورات عامه و حتی خود ما، به معنای صحت، دقت، عینی و واقعی‌بودن نتایج پژوهش است، مجبوریم به‌صورت ناخودآگاه در تصوراتمان، بر سطح معناداری پافشاری کنیم.

[20] استان ایلام با داشتن میزان کم طلاق، شرایطی را برای زنان متأهل خانه‌دار فراهم و آنها را به خودکشی به‌‌‎منزلۀ آخرین راه‌حلِ زندگی مشترک مجبور می‌کند. از این منظر، مؤلف مدعی است راه‌حل کاهش خودکشی، فراهم‌کردن شرایط آسان برای طلاق در استان ایلام است (صالح‌آبادی، 1389).

[21] در این بخش از مقاله با جمع‌بندی 5 سال میزان خودکشی و میزان نزاع برای سال‌های 1392 تا 1396 تحلیل ارائه شد. یادآوری این نکته ضروری است که نتایج آزمون با 155 واحد تحلیل و نتایج آزمون به‌صورت تفکیک سال‌به‌سال یکسان بود. تحلیل سری زمانی شاید تحلیل دقیق‌تری را نشان دهد؛ امری که در این پژوهش انجام نشد.

[22] شاخص آماری در نقطه مقابل شاخص­ پیمایشی قرار داشته و دلالت بر واقعیت تجربی می­کند، در­حالی­که نگرش­ها و ارزش­ها در سطح پیمایش سنجیده می‌شوند مؤلفه‌های آماری نسبت به مؤلفه‌های پیمایشی اعتبار و پایایی بیشتری دارند؛ اما به معنای عین‌بودن آن با واقعیت نیست..

[23] این امر از مقالۀ مؤلف (صالح‌آبادی، 1389) دربارۀ رابطۀ خودکشی و طلاق استخراج شده است.

[24] عبارات و گزاره‌های تحلیلی، گزاره‌هایی هستند که صدق و کذب آنها منطقی است؛ یعنی موضوع مندرج در محمول است؛ بنابراین، برای تعیین درستی آنها به رجوع به عالم خارج نیازی نیست؛ اما عبارات ترکیبی گزاره‌هایی هستند که موضوع در محمول مندرج نیست و صدق و کذب آنها تجربی است و باید برای تعیین صدق و کذب آنه به عالم خارج و واقعیات رجوع کرد. راین در این زمینه می‌نویسد: برای تشخیص صدق و کذب یک عبارت تحلیلی، جز به خود عبارت و معانی مفردات آن، به‌جای دیگر نباید رجوع کرد؛ اما برای تشخیص صدق و کذب عبارات تألیفی (ترکیبی) پس از فهم مراد آنها، باید به جهان بیرون مراجعه کنیم و وضع جهان را از روی قراین به دست آوریم. صدق و کذب عبارت تحلیلی نسبت به خود عبارت، درونی است؛ در حالی ‌که صدق و کذب عبارت تألیفی (ترکیبی) نسبت به آن، بیرونی است؛ بدین معنی که بر مطابقت با عالم خارج متوقف است (راین، 1372: 34). او این مثال پیش‌‌ ‌‌پا افتاده را ارائه می‌دهد که جملۀ «همۀ افراد عزب بی‌همسرند»، جمله‌ای نیست که هیچ جامعه‌شناس عاقلی بخواهد دربارۀ آن پژوهش علمی کند. هرکس گمان کند ارزش دارد دربارۀ این مطلب پژوهش انجام شود که چند تن از عزب‌های محله همسر ندارند، با این گمان، مشت خود را باز کرده است که معنی لفظ عزب را نمی‌داند. فرض کنیم او می‌خواهد سیاهه‌ای از افراد عزب محله تهیه کند؛ افرادی که نامشان در سیاهه آمده است، اگر بخواهند عزب باشند، باید بی‌همسر باشند؛ به‌عبارت‌ دیگر، یکی از ملاک‌های عزب‌بودن، بی‌همسر بودن است و هر سیاهه‌ای از عزب‌ها تهیه کنیم، درواقع، از بی‌همسران تهیه‌ کرده‌ایم و هر سیاهه‌ای که حاوی نام مردان بی‌همسر نباشد، برحسب تعریف سیاهۀ افراد عزب نیست (راین، 1372: 34). برای اطلاع بیشتر و تخصصی‌تر، ر. ک. مهاجری (1389) و زاهدی (1381).

[25]. آرتور شوپنهاور، در واکنش انتقادی به دستگاه اخلاقی خردگرای کانت، ادعا می‌کند که پایۀ اخلاق، شفقت و مهر است که این امر بیشتر در دل ریشه داد تا در عقل (ذهن) (چلبی، ۱۳۷5). دورکیم نیز به‌منزلۀ پیرو شوپنهاور، سعی کرد با آشتی‌دادن نظرهای کانت و شوپنهاور، اخلاق را به‌درستی بر دو پایۀ دل (عشق) و عقل (ذهن) ببیند (چلبی، 1375). مسترویچ، دورکیم را پیرو «آرتور شوپنهاور» دانسته است (اباذری، 1387: 89).

تعداد مشاهده مقاله: 1,505

تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 398