تبیین عوامل اجتماعی مؤثر بر مشارکت ساکنان در بازآفرینی اجتماع‌محور در بافت‌های ناکارآمد شهری (موردمطالعه: محلۀ قلعۀ وکیل‌آباد شهر مشهد)

مقدمه

در سال 2007 برای اولین بار در تاریخ، جمعیت شهرنشین از جمعیت روستایی جهان فراتر رفت (سرور و همکاران، 1395: 49) که به‌عنوان نقطه‌ای عطف در نظام شهرنشینی جهانی محسوب می‌شود. تضمین توسعۀ شهری پایدار و تحقق شهرنشینی با کیفیت زیاد، تقاضای فزاینده‌ای را برای بازساخت و بهینه‌سازی محیط ساخته‌شدۀ شهری پدید آورده است. از یک سو، بازآفرینی/ نوسازی شهری، یک محمل و کانال مؤثر در این رابطه که توجه بسیاری از دانشگاهیان، مجریان و مقامات دولتی را برانگیخته است (Wang et al., 2021: 1; Li et al., 2020: 2) و از سوی دیگر، در سراسر جهان فرایندهای مشارکتی در طیف وسیعی از سیاست‌های شهری ازجمله بازآفرینی پر کاربرد شده و دانش تئوری و تجربی دربارۀ ارزیابی مشارکت شهروندان در بازآفرینی شهری به بحث بین‌المللی تبدیل شده است (Falanga, 2020: 477)

«بافت‌های ناکارآمد به‌عنوان کوچک‌ترین سلول و نیز مهم‌ترین عامل در تداوم حیات شهری نقش بسیار مهمی در آینده شهر دارد و توجه به چشم‌انداز آیندۀ این بافت‌ها، سبب پایداری محلات و درنهایت پایداری کل شهر می‌شود» (ایزدفر و ایزدفر،1400: 30) این بافت‌ها با خود، مسائل و نیازهای خاصی را به وجود آورده‌ است؛ به‌‌گونه‌ای ‌که بر تصمیمات شهری اثر گذارد و بخش مهمی از فعالیت‌های آنان، به بهبود شرایط و راهکارهای مناسب برای بهترکردن شرایط زندگی در این مناطق اختصاص ‌یافته است (حکمت‌نیا،1397: 3). آنها با مسائل و چالش‌های متعدد کالبدی (فرسودگی، ریزدانگی، کمبود یا فقدان تأسیسات زیربنایی و تجهیزات شهری مناسب)، اجتماعی (تراکم زیاد جمعیت، گرایش‌نداشتن به نوسازی و مشارکت در ساکنان و کمبود فضاهای عمومی)، اقتصادی (ارزش پایین زمین و ضریب بالای بیکاری)، محیط‌زیستی (آلودگی صوتی و بصری و کمبود فضای سبز)، مدیریتی (مسائل حقوقی مالکیت و کمبود برنامه‌های به روز توسعۀ بافت) و کارکردی مواجه هستند که درمجموع ناکارآمدی بافت را برای یک زندگی باکیفیت رقم می‌زنند (حق پناه و همکاران، 1400: 24).

بازآفرینی شهری اغلب به دلیل تعدد ذی‌نفعان درگیر در فرایند تصمیم‌سازی نظیر دولت‌های مرکزی و محلی، توسعه‌گران بخش خصوصی، ساکنان محلی و ارتباطات میان آنها عملی پیچیده است(Zhou & Zhou, 2015: 2661 & Wang et al., 2021:2). ایده‌های هر یک از ذی‌نفعان هم در باب استراتژی‌ها و نحوۀ اجرای پروژه‌ها متفاوت است (Amin & Adu-Ampong, 2016; Zhou et al., 2017). به‌علاوه، منافع آنها نیز در حال حاضر به‌طور فزاینده‌ای فرق دارد و انگیزه، تمایل و میزان مشارکت داوطلبانه به‌طور بالقوه تحت‌تأثیر عوامل دیگری مانند شرایط محیط زندگی فردی، وضعیت اقتصادی، خانواده و اعتقادات دینی هم هست (Li et al., 2020:2). جامعه‌شناسان به متغیرهایی نظیر عضویت انجمنی افـراد، اعتماد اجتماعی، احساس قدرت ‌یا بی‌قدرتی، رضـایت از مـدیریت شـهری، پایگاه اجتماعی- اقتصادی و نـوع مالکیت مسکن، به‌عنوان عوامل مؤثر بر تمایل افراد برای مشارکت در امور محلات شهری اشاره کرده‌اند (اسماعیل‌زاده و همکاران،1393: 130).

یکی از حیاتی‌ترین وظایفی که هماهنگ‌کنندگان فرایندهای بازسازی با آن روبه‌رو هستند، ایجاد همکاری دائمی با جامعۀ محلی، تحریک و تشویق فعالیت‌ها، خلاقیت و کارآفرینی آن و ایجاد شرایط مطلوب برای توسعۀ روابط بین ساکنان آن است. فضاهای محله‌ای که نزدیک‌ترین محیط ساکنان را به یکدیگر تشکیل می‌دهد، مکان‌های ایدئال برای توسعۀ این شرایط محسوب می‌شود (Miśkowiec et al., 2022:2). افزایش مشارکت مدنی در برنامه‌ریزی شهری و نقش کلیدی سازمان‌های اجتماع‌محور، دو عامل اصلی در موفقیت فرایند بازآفرینی هستند (Bianchi, 2019: 2). طرح‌ها و پروژه‌های بازآفرینی شهری در مقیاس محله‌ای بدون فرایند مشارکتی و تأکید بر نقش محوری مدیریت محلی و سازمان‌های محله‌ای با موفقیت همراه نخواهند شد. هرچند مشارکت به معنای محول‌کردن مسئولیت و تعهدات توسعه و عمران فقط بر دوش مردم محل نیست، سازمان‌ها و نهادها نیز باید نقش و مسئولیت خود را متناسب با وظایف و ظرفیت‌هایشان ایفا کنند (ویسی و مرادی، 1399: 47). سرزندگی، رونق کالبد و فعالیت در یک بافت شهری، زمانی محقق می‌شود که در هر اقدام مداخله، ساکنان اصیل آن بافت به‌همراه سرمایه‌گذاران خصوصی، علاقه‌مند به حضور، زندگی و فعالیت در آن بافت باشند و این موضوع را برای خود ارزش بدانند و اگر مشارکت آنها به‌صورت اجتماعی باشد، اثرگذاری آن دو چندان خواهد شد (جعفری و همکاران،1400: 111).

منطقۀ دوازده شهر مشهد که محلۀ قلعۀ وکیل‌آباد هم در آن قرار دارد، با وجود دارابودن موقعیت عملکردی مهم در سطح شهر، دارای درصد چشمگیری از بافت فرسودۀ ناکارآمد است. به دلیل فرسودگی، بهره‌مندی نامناسب از دسترسی سواره، تأسیسات خدماتی، وجود زیرساخت‌های شهری آسیب‌پذیر و ... اراضی محله ارزش محیطی و اقتصادی پایینی دارد. بیش از 50 درصد از بناهای آن ناپایدار، معابر آن نفوذناپذیر و املاک آن ریزدانه است. نبودِ تعادل در تراکم بافت و نسبت توده و فضا، تفکیک اراضی و دانه‌بندی آنها در یک پهنه، درجۀ آسیب‌پذیری آنها را در مواجه با سوانح غیرمترقبه افزایش داده و حتی ممکن است موجب شود، سرمایه‌های انسانی، مالی، اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی آن هم در معرض کارکرد نامناسب قرار گیرد. حاکمیت فقر شهری اعم از کالبدی و فقر خدماتی و اقتصادی ساکنان، امکان تغییر خودبه‌خودی محیط زندگی را از بین برده و محله نیازمند اصلاح وضعیت و بازآفرینی مبتنی بر مشارکت اهالی است. نظر به اینکه تهیۀ طرح نوسازی محله در دستور کار سازمان‌های محلی ذی‌ربط قرار گرفته و بازآفرینی اجتماع‌محور، اصلی‌ترین بستر شتاب‌دهی به ارتقای کیفیت زندگی ساکنان است، شناسایی متغیرهایی حائز اهمیت است که در امر مشارکت داوطلبانه مردم نقش دارند.

از یک سو، از فروردین 1399 دفتر تسهیل‌گری محله شروع به کار کرده که ازجمله وظایف اجتماعی و حقوقی آن، شناسایی مشکلات محله با کمک ساکنان، برگزاری دوره‌های آموزشی برای اهالی، برگزاری گردهمایی اجتماعی، معرفی ظرفیت‌های اجتماعی و توانمندسازی ساکنان است و از سوی دیگر، تهیۀ طرح نوسازی محله نیز در دستور کار سازمان‌های محلی قرار گرفته است؛ بنابراین از آنجا که بازآفرینی اجتماع‌محور، اصلی‌ترین بستر شتاب‌دهی به ارتقای کیفیت زندگی ساکنان است، شناسایی متغیرهایی اهمیت دارد که در امر مشارکت داوطلبانه مردم نقش دارند و شناخت عوامل مؤثر بر مشارکت مردم در بازآفرینی هر محله به‌عنوان یک بستر زمینه‌ساز حضور آنها بسیار مهم به نظر می‎رسد. به این ترتیب، پژوهش حاضر درصدد است، مشخص کند که از منظر تئوریک نقش عوامل اجتماعی شامل «اعتماد اجتماعی»، «انسجام و همبستگی اجتماعی»، «تعاملات اجتماعی» و «احساس تعلق» ساکنان محلۀ قلعۀ وکیل‌آباد بر تمایل آنها برای مشارکت داوطلبانه در بازآفرینی محلۀ قلعۀ وکیل‌آباد شهر مشهد چگونه است و اینکه آیا مشارکت اجتماعی مردم زمینه‌ساز موفقیت در بازآفرینی این محله است یا نه.

پیشینه پژوهش

بنا بر یافته‌های پژوهش پاکرو و ستارزاده[1] (1401) با عنوان «بررسی مؤلفه‌های مؤثر در چالش‌های نهادی مشارکت شهروندی در بازآفرینی پایدار» اگرچه بازآفرینی به‌صورت مشارکتی با چالش‌های نهادی متعدد روبه‌روست، با تکیه بر «کاربرد مؤلفه‌های نهادی مشارکت شهروندی، تغییر نگاه مسئولان شهری به‌سمت ایجاد و تشکیل سازمان‌های مردم‌نهاد و نیز استفاده از ظرفیت‌ها و توانمندی‌های این سازمان‌ها»، مشارکت شهروندان در طرح‌های بازآفرینی شهری افزایش داده می‌شود.

 جعفری[2] و همکاران (1400) در مقالۀ «تبیین عوامل مؤثر بر مشارکت اجتماعی در بازآفرینی شهری» دریافتند، چنانچه یک جامعه وابسته به هم باشد، نوعِ عوامل درونی و روابط عاطفی در بازآفرینی مؤثر است. در این‌گونه جوامع، اهالی به‌طور معمول مشارکت خودانگیخته دارند و مشارکت آنها از دوام بیشتری نیز برخوردار است؛ ولی کارایی آنها نسبت به روابط رسمی کمتر است. چنانچه تشکل‌ها و گروه‌ها از نوع تعاونی‌ها و صنوف باشند، روابط رسمی‌تر و جهت پروژه‌های آبادانی و توسعه کاراتر است.

بنا بر یافته‎های پژوهش برنجی[3] و همکاران (1400) در پژوهش «ارزیابی تحقق‌پذیری اصول و معیارهای بازآفرینی پایدار در راستای برنامه‌ریزی و توسعۀ پایدار بافت تاریخی شهر رشت» اصل اجتماع مبنایی مبتنی بر دو معیار «مشارکت» و «هویت و اصالت بومی» شرایط مطلوبی را نسبت‌به اصول دیگر (یعنی فرایند محوری و جامع‌نگری) دارد. آریانا[4] و همکاران (1399) در بررسی «مدل مدیریت تعارض ذی‌نفعان بارآفرینی شهری در ایران» دریافتند که مشارکت، یکی از ارکان اصلی بازآفرینی شهری است، رفع اختلاف نظر و تعارض میان ذی‌نفعان آن موجب برقراری تعامل، مشارکت و همکاری مردم می‌شود و زمینۀ خلاقیت، اثربخشی و بهبود طرح‌های بازآفرینی را فراهم می‌کند؛ همچنین شناسایی ذی‌نفعان و تعارضات فیمابین و ارائۀ راهبردها برای حل آنها، موجب برقراری چرخۀ تعاملی بین سه‌گانۀ «انگیزۀ مشارکت، ظرفیت عمل مشارکت و مشارکت و درگیری اصولی» می‌شود.

ایزدفر[5] و همکاران (1399) در «ارزیابی بافت‌های ناکارآمد شهری براساس رویکرد بازآفرینی پایدار در بافت ناکارآمد شهر یزد» نشان دادند که عوامل اجتماعی شامل امنیت محله، پیوستگی و تعلق مکانی، مشارکت و همبستگی» در بازآفرینی نقش دارد؛ بنابراین استفاده از ظرفیت بالقوۀ ساکنان محلی به کمک بسترسازی برای حضور فعال هم کنشگران، به‌ویژه مشارکت مردم در تصمیم‌گیری‌های شهری زمینۀ پیشبرد و موفقیت بازآفرینی را فراهم می‌کند.

طی «بررسی وضعیت ظرفیت‌سازی اجتماعی در محلات شهری و رابطۀ آن با مشارکت در بازآفرینی بافت‌های فرسوده- در محلۀ فهادان یزد» روی 8 مؤلفه «مشارکت‌پذیری، دانش و مهارت، حس تعلق، تعهد اجتماعی، اعتماد، انسجام اجتماعی، دسترسی به منابع و اطلاعات» از سوی اسماعیل‌پور[6] و همکاران (1397) مشخص شد که به‌طور کلی بین ظرفیت‌سازی اجتماعی و مشارکت در بازآفرینی رابطۀ معناداری وجود دارد؛ هرچند میزان تأثیر هر یک از مؤلفه‌ها متفاوت است. نتایج «تحلیل نقش سرمایۀ اجتماعی بر مشارکت‌پذیری در طرح‌های سامان‌دهی بافت‌های فرسوده با رویکرد بازآفرینی شهری در منطقۀ 12 شهر تهران» از سوی ابوذری و زیاری[7] (1398) نشان‌دهندۀ آن بود که 67 درصد واریانس مشارکت با سرمایۀ اجتماعی تبیین می‌شود؛ بنابراین سرمایۀ اجتماعی در قالب 4 مؤلفۀ «آگاهی و هویت محله‌ای، مشارکت در اجتماع محلی، احساس تعلق و اعتماد به گروه‌های اجتماعی» رکن مهمی در موفقیت طرح‌های بازآفرینی است.

میسکوویس[8] و همکاران (2022) در پژوهش «عوامل و سطوح مشارکت جامعه در بازآفرینی‌های کوچک مقیاس در فضاهای محلۀ منتخب در شهرهای لهستان» تأثیر فرایندهای مشارکتی را با  توجه به سه گروه معیار: مکانیسم‌های مشارکتی، تنوع و فعالیت شرکت‌کنندگان (شرکای کلیدی) و ظرفیت مشارکت ارزیابی کردند و دریافتند که استفاده از مکانیسم‌های مشارکتی پیشرفته کافی نیست. برخی از عوامل زمینه‌ای مرتبط با شخصیت و هویت محله و ویژگی‌های فردی ساکنان هم مهم هستند. به‌علاوه، موفقیت در بازآفرینی مستلزم کسب دانش جامع دربارۀ ماهیت فضا و ساکنان آن و تحلیل دقیق وضعیت ذی‌نفعان قبل از شروع فرایند مشارکتی است. احساس منحصربه‌فردبودن محله، مشترک‌بودن اهداف میان جامعه، احساس نزدیکی و توجه به شباهت‌ها و تنوع‌ها تأثیر زیادی بر تمایل اهالی برای مشارکت دارد ( Miśkowiec et al., 2022).

لو[9] (2020)، در پژوهش «تحلیل‌ها و توصیه‌های سیاستی برای مشارکت عمومی در پروژه‌های بازآفرینی شهری در چین» اول، توسعۀ فرایند مشارکت مردمی را در پروژه‌های بازآفرینی شهری تجزیه‌و‌تحلیل و مکانیسم مشارکت مردمی را در این‌گونه پروژه‌ها ارائه کرد. دوم، مسائل و موانع اساسی را در فرایند مشارکت مردمی در چین به این‌گونه برشمرد: 1. هنوز مشخص نیست که آیا شهروندان هنگام تصمیم‌گیری دربارۀ مسائل پیچیده، عقلانی عمل می‌کنند یا خیر؛ 2. این موضوع که آیا نیروی انسانی کافی و منابع ضروری دیگر توسط مجاری مناسب برای مشارکت تأمین می‌شود و در دسترس قرار می‌گیرد یا نه، در هاله‌ای از ابهام است؛ 3. هنوز مشخص نیست که آیا مجموعه قوانینی در پاسخ به سؤال‌های نحوۀ انتخاب مشارکت‌کنندگان، چگونگی تسهیل‌کردن فرایند مشارکت، سازمان‌دهی زمان و منابع مشارکت و ... وجود دارد یا خیر؛ 4. جایگاه مشارکت مردم در نردبان مشارکت و نیز عقلانیت در مکانیسم مشارکت کافی نیست.

لی[10] و همکاران (2020) در پژوهش «کارگاه مشارکتی و مشارکت جامعه، رویکردی جدید در بازآفرینی شهری در شهرهای چین» روابط علی میان چهار عامل انگیزشی «جامعۀ مدنی، منافع فردی، نفوذ اجتماعی و تأثیر منفی محدودیت‌ها[11]» بر قصد مشارکت مردم در برنامه‌ریزی شهری از حیث «محتوا، مقیاس و فرایند[12]» مشارکت را در شهر وهان چین بررسی کردند و دریافتند که این عوامل اثر چشمگیری بر قصد مشارکت مردم دارد. متغیر پنهان محدودیت‌ها در قالب کمبود اطلاعات مؤثر برای برقراری ارتباط، موجب تمایل کمتر برای مشارکت می‌شود. نتایج این پژوهش، بینش‌های ارزشمندی در تبیین عوامل درونی و بیرونی مؤثر بر قصد شهروندان برای مشارکت در فعالیت‌های برنامه‌ریزی شهری فراهم کرده است.

کورکماز و بالابان[13] (2020)، در پژوهشی «پایداری بازآفرینی شهری در ترکیه: ارزیابی عملکرد پروژۀ بازآفرینی شهری شمال آنکارا» دریافتند که این پروژه از منظر پایداری ناموفق بوده است که بخشی از نبودِ موفقیت پروژه به ناتوانی آن در جلب مشارکت اجتماعی ذی‌نفعان بازمی‌گردد؛ اما ارزیابی موفقیت پروژه از منظر اجتماعی با استفاده از شاخص‌های «تشویق به تصمیم‌گیری و اقدام در سطح محلی»، «مشارکت جامعۀ محلی در توسعۀ پروژه» و «به حساب آوردن گروه‌هایی که نمایندگی جامعه را بر عهده دارند» نیز صورت گرفت. به اعتقاد پژوهشگران، «مشارکت ذی‌نفعان مختلف[14]» و «اجماع اجتماعی[15]» ابزارهای کلیدی فرایند بازآفرینی موفق هستند. لاروسا[16] و همکاران (2017) در پژوهشی، با موضوع «ارزیابی منافع برنامه‌های بازآفرینی شهری در بافت‌های فرسودة شهر ایتالیا» نتیجه گرفته‌اند که دسترسی به خدمات شهری، وجود مؤلفه‌های هویت محله‌ای، عوامل فردی، ساختارها و بسترهای سازمانی، تعلق خاطر بین ساکنان محله، تقویت ارزش‌های قومی و فرهنگی، اعتمادسازی بین مردم و ایجاد ضمانت از سوی دولت و افزایش سرانة خدمات شهری از مهم‌ترین عوامل مؤثر در مشارکت مردم محلات بافت فرسوده است.

مبانی نظری

بازآفرینی به معنای احیاکردن، جان دوباره بخشیدن و از نو رشدکردن است  (Christelle & Damidavičiūtė, 2016: 17) که در مطالعات شهری به معنای تجدید حیات، معاصرسازی و بازآفرینی به کار می‌رود و متضمن بهبود وضعیت زندگی در نواحی محروم در جنبه‌های اقتصادی، کالبدی، اجتماعی و فرهنگی است (Alpopi & Manole, 2013: 179). بازآفرینی شهری، دربرگیرندۀ رویکرد و سیاستی جامع و یکپارچه برای هدایت روند رشد و توسعۀ شهرها برای پاسخگویی به چالش‌های برآمده از تغییرات و نیازهای نسل جدید است؛ به‌گونه‌ای که درنهایت ضمن پیشگیری و حل مشکلات شهری به پیشرفت و بهبود پایدار کالبدی، اقتصادی، اجتماعی و محیطی منجر شود (وزارت راه و شهرسازی، 245:1397). بازآفرینی شهری در جوهره و ذات خود بر آن است که با شرکت‌دادن ساکنان و سایر ذی‌نفعان و ذی‌نفوذان و در برگرفتن فعالیت‌ها و کار مشترک میان تمام ذی‌مدخلان، طبیعت مکان را تغییر دهد (ایزدفر و ایزدفر، 1400: 36)؛ همچنین یکی از رهیافت‌های مداخله با هدف حل مشکلات نواحی دچار افت شهری یا ناکارآمدی شهری است و برای تسهیل در مداخله از ارتقای مهارت‌ها و ظرفیت ساکنان این نواحی برای مشارکت در فرصت‌ها بهره می‌گیرد (Tallon, 2013: 4). عناصر اصلی آن، متشکل از مشارکت (مردمی، بین سازمانی، بین سازمان‌ها و مردم و سایر ذی‌نفعان)، برنامه‌ریزی راهبردی (مقابله با فرسودگی و افت شهری، مشکل‌گشایی و درگیرکردن تمام ذی‌نفعان) و پایداری (اقتصادی، اجتماعی، محیطی و عمل برنامه‌ریزی) است (آریانا و همکاران، 1399: 118).

سال‌هاست که مشارکت در برنامه‌ریزی به‌عنوان سیستم توافقی تصمیم‌گیری شناخته شده و برنامه‌ریزی مشارکتی مکرر به‌عنوان بخشی از توسعۀ یک جامعه موردتوجه قرار گرفته است (Li et al., 2020: 2). در این رابطه، رویکرد متأخر در بهبود کیفیت بافت‌های ناکارآمد شهرهای کشور، بازآفرینی اجتماع‌‌محور است که اجتماع را ضامن پایداری مکان (بحرینی و همکاران، 1392: 25) و چشم‌انداز جامعۀ شهری خودکفای پایدار را جایی می‌داند که مردم نقشی اساسی و محوری در برنامه‌ریزی، طراحی و سرپرستی (و نه فقط اجرای برنامه‌ها) ایفا کنند (نژاد ابراهیمی و نژداغی، 1397: 27). ابتکارات مشارکتی در مقیاس کوچک به‌عنوان فرصتی برای بهبود کلی توسعۀ مشارکت مدنی میان جوامع محله در نظر گرفته می‌شود.  فرایند مشارکت در سطح خرد، نقطۀ شروعی است که اقدام پایین به بالا را در قالب ابتکارات جمعی شهروندان تحریک می‌کند و به توانمندسازی و همچنین کنترل زندگی افراد به دست خودشان منجر می‌شود. علاوه بر این، ساکنان توانمند، برخی از مسئولیت‌هایی را که به‌طور معمول به مقامات دولتی محول می‌شود، به‌تدریج انجام می‌دهند و فرصت‌های جدیدی را برای همکاری، حس اعتماد بیشتر و شبکه‌سازی ایجاد می‌کنند (Miśkowiec et al,2022:7). برخی مطالعات موجود بر تأثیر تعامل میان ذی‌نفعان اعم از دولت، بخش‌های خصوصی و ساکنان بر نتایج نهایی بازآفرینی شهری متمرکز شده‌اند (Li et al., 2020:2). ماهیت و ساختار گروه‌های مردم‌محور، اعم از ذی‌نفعان محلی، گروه‌های علاقه‌مند داوطلب و سازمان‌های خصوصی به‌گونه‌ای است که با نوآوری اجتماعی و ابتکارات ارزشمند در بازآفرینی شهری همراه است  (Bianchi, 2019: 2).

مشارکت مردم در ابتکارات کوتاه‌مدت (آموزش جامعه در موضوعات خاص و برگزاری رویدادهای محلی و ترویج فعالیت‌های اجتماعی)، مداخلات میان‌مدت (مانند خدمات محله‌ای همچون کتابخانه، پشتیبانی اطلاعاتی و باغبانی شهری) و طرح‌های بلندمدت (مانند توانمندسازی ساکنان برای فعالیت‌های محله‎ای، کارآفرینی محلی و بازآفرینی فضاهای عمومی) صورت می‌گیرد (Falanga, 2020: 483).

چهار هدف راهبردی در بازآفرینی از طریق مداخلۀ اجتماعات محلی عبارت است از: ارتقای سرمایۀ اجتماعی (توسعۀ ظرفیت، اعتمادبه‌نفس و مهارت‌ها)، شمول اجتماعی و انسجام (شبکه، انسجام و هماهنگی)، حکمروایی (توسعۀ صداهای مؤثر و مداخلۀ اجتماعات محلی) و ارائۀ خدمات اثرگذار بر ارائۀ خدمات عمومی به اجتماعاتی که با صدا و اثرگذاری همراه هستند (قناد و صرافی، ۱۳۹۸: 217 -216). آگاهی شهروندان در موضوع مشارکت به‌صورت تدریجی و با روند صعودی شکل می‌گیرد. شهروندان به‌خودی‌خود برای مشارکت توانمند نیستند و امکان تجربۀ مشارکت کماکان در اختیار دولت است. سازمان‌های مردم‌نهاد و برنامه‌ریزان اجتماعی هم این امر را تسهیل می‌کنند تا مردم بیشتر در فرایند تصمیم‌سازی و تصمیم‌گیری در پروژه‌های بازآفرینی شهری درگیر شوند. یک راه‌حل بالقوه، آن است که مکانیزم فعلی مشارکت را، که بالا به پایین هست، به رویکردی شهروندمدار و پایین به بالا تبدیل کرد؛ به نحوی که هر صدایی از جامعه شنیده و ارج نهاده شود (Lu, 2020:8).

در بازآفرینی اجتماع‌محور، مشارکت بخش‌های عمومی، خصوصی، سازمان‌های غیرانتفاعی و مردم‌نهاد و اعضای اجتماعی محلی در تمامی مراحل از تعریف تا اجرای برنامه‌ها، کیفیت سیاست‌ها، تصمیم‌ها و اقدامات بازآفرینی را بهبود می‌بخشد و اجرای مؤثرتر برنامه‌ها را تضمین می‌کند. شناسایی مسائل و چالش‌ها در محدوده‌های ناکارآمد با مشارکت تمامی ‌کنشگران به انجام می‌رسد و چشم‌اندازها و راه‌حل‌ها نیز با مشورت و مشارکت تمامی ‌کنشگران به دست می‌آید (وزارت راه و شهرسازی، 1397: 273)؛ بنابراین مشارکت شهروندی، یکی از ارکان اصلی بازآفرینی محسوب می‌شود و در این میان، نقش مردم و نهادهای مردمی و غیردولتی وسیله و ابزار مهمی برای تحقق مشارکت شهروندان در جریان این نوع بازآفرینی شهری به حساب می‌آید (پاکرو و ستارزاده، 1401: 99).

مکاتب و تئوری‌های مختلف، دیدگاه متفاوتی درخصوص عوامل اثرگذار بر مشارکت اجتماعی مردم وجود دارد. در مکتب ساختارگرایی ساختارها، نظام‌هایی هستند که رفتارهای مشارکتی را هدایت یا محدود می‌کنند. ساختارها با فراهم‌کردن فضایی از منع و ترغیب، بر فاعلین درون سیستم تأثیر می‌گذارند و فاعلان رفتارهای خود را با آن هماهنگ می‌کنند (اسماعیل‌پور، 1390: 28 به نقل از لیتل، 1373: 169) در این مکتب، مشارکت اجتماعی مردم جزئی از ساخت اجتماعی هر جامعه و این روابط پایدار نهادینه‌شده در جامعه است که میزان مشارکت افراد را تحت‌تأثیر قرار می‌دهد (Colman, 1998: 98)؛ اما در مکتب تضاد ساختار و روابط قدرت، مشارکت اجتماعی در قالب روابط طبقاتی، مبادلۀ نابرابر و کشمکش و ستیز میان گروه‌ها انجام می‌شود (قاسمی و همکاران، 1394: 261). در مکتب کارکردگرایی، صاحب‌نظران کارکردهای حاصل از عمل مشارکتی را در اقدام به مشارکت مؤثر می‌دانند و براساس تئوری اختیار عاقلانه، انسان‌ها به‌عنوان مخلوقاتی عالم و قاصد، که فعل آنها مسبوق به دلیل و سنجش عاقلانه است، مشارکت افراد مبتنی بر تصورات «هزینه-فایده‌ای» آنها برای دستیابی به بیشترین فایده است (اسماعیل‌پور، 1391: 30 به نقل از لیتل،1373: 43).

تقسیم‌بندی‌های مختلفی هم درخصوص عوامل مؤثر بر مشارکت اجتماعی مردم در برنامه‌ریزی و مدیریت شهری و سیاست‌های وابسته به آن وجود دارد. در یک تقسیم‌بندی، عوامل به دو دسته متغیرهای فردی/خانوار (سن، جنس، تحصیلات، باورهای مذهبی، جنسیت، درآمد و ...) (جندقی و همکاران، 1399 و ابراهیم‌زاده و همکاران،1396) و متغیرهای ساختاری و نهادی جامعه شامل: همبستگی، ارزش‌های اجتماعی حاکم بر جامعه، نقش و کارکرد نهادهای محلی و مذهبی فعال در محله، تعامل مدیران و شهروندان و سرمایۀ اجتماعی تفکیک شده است (قاسمی و همکاران،1394: 260). در تقسیم‌بندی دیگر عوامل، برحسب فاعلان (شامل حکومت، برنامه‌ریزان و مردم) صورت گرفته که در باب موضوع پژوهش حاضر در عرصۀ مردم عوامل شامل مهارت، دانش و تجربه، انگیزه و تمایل، نگرش و موضع آنها نسبت به مشارکت، سازمان‌یافتگی و انسجام اجتماعی، تعامل با برنامه‌ریزان و مقامات رسمی، تعاملات اجتماعی، اعتماد مردم به برنامه‌ریزان، حکومت و یکدیگر حس تعلق، همبستگی و سرمایۀ اجتماعی است (دانش پور و همکاران، 1396: 34؛ نجفی نهر و موسوی، 1396: 1؛ ابراهیم‌زاده و همکاران، 1395: 111؛ جندقی و همکاران، 1399: 99)

در بازآفرینی شهری، جامع‌نگری، فرایندمحوری و اجتماع مبنایی سه اصل محوری است. اصل اجتماع مبنایی، با تمرکز بر مقیاس محلی و استفاده از نیروهای مردمی نقش مهمی در حل مسائل بافت‌های ناکارآمد شهری ایفا می‌کند. تأکید آن بر دارایی‌های جامعه از طریق شناسایی، تقویت و بهره‌برداری از آنهاست. در این میان سرمایه‌های اجتماعی، سهم مهمی‌ دارد و از طریق مشارکت، ایجاد شبکه‌های اجتماعی، ایجاد حس اعتماد در ساکنان و استفاده از ارزش‌ها و هنجارهای جامعۀ محلی تقویت می‌شود (برنجی و همکاران، 1400: 33). سرمایۀ اجتماعی، به‌همراه اعتماد، عزت نفس، سطح قدرت، شهروندمداری، میزان دانش و آگاهی مردم نیز از عوامل دیگری است که ارتباط مستقیمی با سطح مشارکت مردم در بازآفرینی دارد (صمدی و جهانگیرزاده،1400: 12).

اجرای موفق پروژه‌های بازآفرینی به مهار قدرت‌ها، به کار بستن نیروها و منابع، ابتکار عمل جوامع محلی، رویکرد از پایین به بالا به قصد بناکردن سرمایۀ اجتماعی و مشارکت اجتماعی به‌صورت خودیاری نیازمند است (McDonald et al., 2009: 54).

 دفاتر تسهیل‌گری که مجموعه‌ای حقوقی متشکل از کارشناسان اجتماعی، شهرسازی، معماری، اقتصاد و حقوق هستند، وظیفۀ اعتمادسازی، آگاه‌سازی، نهادسازی و پیگیری اجرای پروژه‌های نوسازی و ترغیب ساکنان را به نوسازی بر عهده دارند (حاجی علی اکبری،1390: 5). آنها به‌عنوان حلقۀ ارتباط متولیان توسعۀ شهری و ساکنان محلی نقش اساسی در این رابطه ایفا می‌کنند (شفیعی دستجردی، 1391: 104).

روش‌شناسی پژوهش

این پژوهش اکتشافی، که به‌دنبال تبیین تأثیر و نقش متغیرهای مستقل شامل اعتماد اجتماعی، انسجام و همبستگی اجتماعی، تعاملات اجتماعی و احساس تعلق ساکنان محلۀ قلعۀ وکیل‌آباد بر متغیر وابسته یعنی تمایل به مشارکت در بازآفرینی این محله است، مبتنی بر روش علّی با استفاده از مدل معادل ساختاری (SEM) در نرم‌افزار PLS انجام شده است. گام‌های مختلف کاربرد مدل به شرح زیر است:

• مدل‌سازی ساختاری تفسیری
• ارزیابی و برازش مدل اندازه‌گیری (که برای مدل بیرونی یا انعکاسی[17] استفاده می‌شود)
• برازش مدل ساختاری (برای اندازه‌گیری مدل درونی یا ترکیبی[18] استفاده می‌شود)
• برازش مدل کلیPLS (محسنین و اسفیدانی، 1396: 56 ). جزئیات بیشتر مراحل و گام‌های به‌کارگیری مدل هنگام کاربرد آن در بخش تجزیه‌وتحلیل آمده است.

شکل (1) روش ارزیابی مدل معادلات ساختاری (اقتباس از Jony et al., 2020: 222).

Structural equation model evaluation method Figure (1)

جامعۀ آماری، شامل تمام 1133 خانوار ساکن محلۀ قلعۀ وکیل‌آباد است. دو قاعده برای تعیین حجم نمونه در PLS عبارت است از:

اول، 10 ضربدر تعداد شاخص‌های مدل اندازه‌گیری. (با توجه به شکل 3)؛

دوم، 10ضربدر بیشترین روابـط موجود در بخش ساختاری مدل اصلی پـژوهش که بـه یک متغیر مـربـوط می‌شود (انصاری و همکاران، 1395: 84). در این پژوهش، حجم نمونه براساس قاعدۀ نخست70 مورد و براساس قاعدۀ دوم، 40 مورد به دست آمد. داده‌ها با طرح‎ریزی پرسشنامه براساس متغیرهای اقتباس‎شده از مبانی نظری (جدول 2) و تکمیل آنها به دست آمده و نحوۀ ارزش‌دهی ساکنان به گویه‌های پرسشنامه نیز براساس طیف 5 تایی لیکرت انجام شده است. جدول (1) نشان‌دهندۀ مشخصات پاسخ‌دهندگان است.

جدول (1) توزیع مشخصات پاسخ‌دهندگان ازنظر جنسیت، سواد و تحصیلات

Distribution of respondents' characteristics by gender, literacy and education Table (1)

جدول (2) معرف متغیرها و گویه‌های آنها

Variables and their objects Table (2)

معرفی محدودۀ موردمطالعه

شهر مشهد به 7 حوزه تقسیم (شکل 2) که قلعۀ وکیل‌آباد در حوزۀ جنوب غربی واقع شده است. محلات قلعۀ وکیل‌آباد و جاهدشهر در ناحیۀ 1 منطقۀ 13 مشهد هستند. محلۀ قلعۀ وکیل‌آباد با مساحت 52 هکتار با جمعیت 3781 نفر یکی از مناطق بسیار قدیمی کلان‌شهر مشهد است. قلعۀ وکیل‌آباد نسبت به محلۀ جاهدشهر (با جمعیت 1270نفر و مساحت 21هکتار) پرجمعیت‌تر و بزرگ‌تر است. قلعۀ وکیل‌آباد به‌همراه اراضی محدودۀ پایانۀ قطار شهری به استناد مصوبۀ شورابعالی معماری و شهرسازی در دی‌ماه 1386 به‌عنوان بافتی فرسوده در شهر مشهد معرفی شده است (فرهادیان و همکاران،1393: 6-5). این بافت ناکارآمد روستابنیان، با قرارگیری میان نمایشگاه بین‌المللی، کوهستان پارک شادی، مجموعۀ سوارکاری ارشاد، پارک جنگلی وکیل‌آباد و دوربرگردان قطار شهری و همچنین هم‌جواری با یکی از شریان‌های اصلی شهر (بلوار وکیل‌آباد) جایگاه ارزشمندی دارد. ضمن آنکه این منطقه در کنار مفصل ارتباطی مشهد به ییلاق‌های طرقبه و شاندیز و نیز دره‌های سرسبز رشته‌کوه بینالود قرار دارد که توجه ویژه به این مکان استراتژیک را دوچندان می‌کند (مهندسین مشاور نقش پیراوش، 1378: 105-100)؛ اما در مقابل، تعدد معابر و خیابان‌های خاکی فاقد آسفالت که باعث ایجاد گردوخاک برای کسبه و ساکنان، وجود کوهی در مجاورت محله که به مکانی برای تخلیه نخاله‌های ساختمانی تبدیل ‌شده است، وضعیت بهداشتی نامناسب و وجود بیماری سالک، حاکمیت ساخت‌وسازهای نامناسب و کمبود و حتی نبودِ برخی خدمات شهری شرایط نامناسبی را برای زندگی و فعالیت در این محله پدید آورده است.

جمعیت قلعۀ وکیل‌آباد در سال 1375، معادل 995 نفر بوده و با گذشت زمان و توسعۀ شهر و به‌دنبال آن رشد جمعیت، جمعیت آن در سال 1390 به 4220 نفر در سال 1390 رسیده است؛ اما طبق داده‌های مرکز آمار ایران در سال 1395 جمعیت نسبت به دورۀ قبل کاهش یافته و به 3781 نفر رسیده است.

شکل (2) معرفی محدودۀ پژوهش

Introduction of the case study Figure (2)

تجزیه‌وتحلیل و یافته‌های پژوهش

گام اول، مدل‌سازی ساختاری تفسیری: با اتکا به نتایج بررسی مبانی نظری، پیشینۀ پژوهش و مصاحبه با تمامی 8 عضو دفتر تسهیل‌گری شامل مدیران محلی و کارشناسان دفتر تسهیل‌گری، مدل ساختاری تفسیری تمایل به مشارکت در بازآفرینی محله ترسیم شد. در این مدل متغیرهای مستقل (برون‌زا) از متغیرهای وابسته (درون‌زا) متمایز و سؤال‌های مربوط به متغیرهای مستقل به‌عنوان متغیرهای مشاهده‌پذیر شناخته ‌شدند (شکل 3).

شکل (3) مدل ساختاری تفسیری عوامل مؤثر بر تمایل مردم به مشارکت در بازآفرینی محلۀ قلعۀ وکیل‌آباد مشهد

Figure (3) Interpretive structural model of factors affecting people's willingness to participate in the regeneration of the ghalah VakilAbad neighborhood in Mashhad

گام دوم، ارزیابی و برازش مدل اندازه‌گیری: این امر خود به دو روش کلی انجام می‌شود: الف) بررسی پایایی شاخص‌های مدل؛ ب) بررسی روایی شاخص‌ها. پایایی شاخص‌ها نیز خود به سه طریق محاسبۀ ضرایب بارهای عاملی، ضرایب آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی صورت می‌گیرد و روایی آنها نیز با معیار AVE و فورنل- لانکر انجام شده است.

الف-1. پایایی براساس محاسبۀ ضرایب بارهای عاملی: بار عاملی از طریق محاسبۀ مقدار همبستگی شاخص‌های یک سازه با آن سازه محاسبه می‌‌شود. اگر مقدار حاصل، برابر یا بیشتر از مقدار 4/0 باشد، به این معناست که واریانس بین سازه و شاخص‌های آن از واریانس خطای اندازه‌گیری آن سازه بیشتر است؛ درنتیجه پایایی دربارۀ آن سازه پذیرفتنی است. مقادیر این ضرایب در نرم‌افزار PLS از طریق اجرای دستور pls Algorithm محاسبه می‌شود. از آنجا که همۀ بارهای عاملی اقلام در مدل، بیش از مقدار 4/0 به دست آمده است، گفته می‌شود، پایایی شاخص‌ها دربارۀ هر سازه قابل‌اعتماد است (شکل 4).

شکل (4) معرف مقادیر ضرایب بارهای عاملی مدل ساختاری روابط میان متغیرهای مؤثر بر مشارکت مردم در بازآفرینی محلۀ قلعۀ وکیل‌آباد مشهد

Figure (4) Coefficients of factor loadings of the structural model of relationships between variables affecting people's participation in Regeneration of ghalah VakilAbad  neighborhood in Mashhad

الف -2. پایایی براساس محاسبۀ آلفای کرونباخ (پایای درونی): مقدار آلفای کرونباخ نشان‌دهندۀ میزان سازگاری درونی متغیرهای پژوهش است و اگر میزان آن برای همۀ متغیرهای پژوهش بیشتر از 7/0 باشد، به‌منزلۀ آن است که میزان همبستگی بین هر متغیر با شاخص‌ها یا گویه‌های آن پذیرفتنی است. میانگین پایایی درونی به‌دست‌آمده برای تمام متغیرها 833/0 است.

الف – 3. محاسبۀ پایایی به روش ترکیبی: برتری محاسبه و برازش پایایی مدل به روش ترکیبی نسبت‌به آلفای کرونباخ در این است که پایایی سازه‌ها نه به‌صورت مطلق، بلکه با توجه به همبستگی سازه‌هایشان با یکدیگر محاسبه می‌شود. به‌علاوه، «در محاسبۀ ضریب آلفای کرونباخ دربارۀ هر سازه، تمامی شاخص‌ها با اهمیت مساوی در محاسبات وارد می‌شوند؛ در حالی ‌که برای محاسبۀ پایایی ترکیبی، شاخص‌ها با بار عاملی بیشتر، اهمیت زیادتری دارند (اسماعیل‌پور و همکاران، 1400: 24). در جدول (3) مقدار پایایی ترکیبی محاسبه‌شده برای هر سازه در این پژوهش بیش از 7/0 است که نشان از پایایی درونی مناسب (پایایی با در نظر گرفتن اهمیت هر شاخص برای سنجش همبستگی بین سازه‌ها) برای مدل‌های اندازه‌گیری دارد.

جدول (3) مقادیر پایایی ترکیبی متغیرهای پژوهش

Table (3) Composite reliability values of research variables

ب- بررسی روایی شاخص‌ها: این محاسبه نیز به دو طریق انجام می‌شود: معیار AVE و فورنل- لانکر (56 :1995,Barclay et al.).

ب-1. روایی همگرا (AVE): نشان‌دهندۀ میانگین واریانس به اشتراک گذاشته‌‌شده بین هر سازه با شاخص‌های خود است. دربارۀ AVE، مقدار بحرانی، عدد 5/0 است؛ یعنی اگر مقدار AVE بیشتر از 5/0 باشد، روایی همگرا پذیرفتنی است (Rehman Khan, 2021: 307) و روایی و پایایی مدل پژوهش تأیید می‌شود؛ همان‌طور که جدول (3) نشان‌دهندۀ آن است، روایی همگرای مدل پژوهش دربارۀ تمام شاخص‌ها بیش 5/0 است.

جدول (4) مقادیر روایی همگرای متغیرهای پژوهش

Convergence validity values of research variables  Table (4)

ب-2. معیار فونل- لانکر: برای سنجش روایی در سطح سازه با این معیار، از دو جدول همبستگی متغیرهای پنهان (latent variable correlation) و متوسط واریانس استخراج‌شده (AVE) از خروجی الگوریتم pls استفاده می‌شود. از ستون متوسط واریانس استخراج‌شده (AVE) جذر گرفته و به‌جای مقادیر قطر اصلی جدول همبستگی متغیرهای پنهان قرار داده می‌شود. چنانچه مقادیر قطر از سایر متغیرهای مدل بیشتر باشد، روایی تشخیصی در سطح سازه تأیید می‌شود (محسنین و اسفیدانی، 1396: 65)؛ همان‌طور که در جدول (5) مشاهده می‌شود، تمام اعداد موجود در قطر از سایر متغیرهای پنهان موجود در مدل بیشتر است؛ بنابراین روایی تشخیصی در سطح سازه تأیید می‌شود.

جدول (5) جدول روایی تشخیصی متغیرهای پژوهش در سطح سازه با معیار فورنل-لانکر

Table (5) Dissrimimant validity table of research variables at construct level with Fornell-Larker criterion

گام سوم، برازش مدل ساختاری: این بخش مدل ساختاری، برخلاف مدل‌های اندازه‌گیری، به شاخص‌ها (متغیرهای آشکار) کاری ندارد و تنها متغیرهای پنهان همراه با روابط میان آنها بررسی می‌‌شود. برای بررسی برازش مدل ساختاری در روش  PLSاز چهار معیار ضرایب معناداری T (مقادیر T-Values)، R Squares،  (Stone-Geisser Criterion) و شاخص اشتراک استفاده می‌شود:

الف- ضرایب معناداری T (T-Values): پس از ایجاد مدل بیرونی، مرحلۀ بعدی، بررسی فرضیه‌های پیشنهادی است ( Rehman Khan, 2021: 309). ابتدایی‌ترین معیار برای سنجش رابطۀ بین سازه‌ها در مدل معادلات ساختاری، ضرایب معناداری T است که با استفاده از دستور تکنیک بوت استرپ[19] در نرم‌افزار PLS دیده می‌شود. نتایج این تکنیک همانند آزمون T تفسیر می‌شوند. مقادیر T بزرگ‌تر از 64/1 سطح اطمینان 90 درصد، بزرگ‌تر از 96/1 سطح اطمینان 95 درصد و بزرگ‌تر از 56/2 سطح اطمینان 99 درصد را نشان می‌دهد (محسنین و اسفیدانی، 1396: 136). نتایج اجرای مدل در جدول (7) نمایش داده ‌شده است. براساس ارقام به‌دست‌آمده برای T (جدول 6)، در محلۀ قلعۀ وکیل‌آباد به‌ترتیب احساس تعلق، اعتماد به اهالی، تعاملات اجتماعی، اعتماد به سازمان‌های دولتی، اعتماد به سازمان‌های مردم‌نهاد و انسجام و همبستگی بیشترین نقش را بر تمایل مشارکت اجتماعی ساکنان برای دستیابی به بازآفرینی دارد. به‌علاوه، مقدار T در سطح اطمینان 99 درصد معادل 825/6 به دست آمده است؛ یعنی اهالی مشارکت اجتماعی مردم را اصلی اساسی در موفقیت بازآفرینی محله می‌دانند. 

جدول (6) ضرایب معناداری (T) مربوط به متغیرهای پژوهش

Table (6) Significant coefficients (T) related to research variables

ب- معیار R Squares: این معیار برای متصل‌کردن بخش اندازه‌گیری و بخش ساختاری مدل‌سازی معادلات ساختاری به کار می‌رود و نشان از تأثیری دارد که متغیری برون‌زا بر متغیر درون‌زای دیگر می‌گذارد. این معیار، ارتباط بین مقدار واریانس شرح داده‌‌شدۀ یک متغیر پنهان را با مقدار کل واریانس می‌سنجد. معیار R تنها برای متغیرهای وابستۀ مدل محاسبه می‌شود و دربارۀ متغیرهای مستقل مقدار این معیار صفر است. هایر و همکاران (2011) سه مقدار 19/0، 33/0 و 67/0 را به‌عنوان مقدار ملاک برای مقادیر ضعیف، متوسط و قوی R معرفی می‌کنند و هرچه مقدار R مربوط به سازه‌های درون‌زای یک مدل بیشتر باشد، نشان از برازش بهتر مدل دارد (Hair et al., 2011: 147). مقادیر اعداد بیش از 33/0 در جدول (7) نشان از این دارد که برازش مدل پژوهش متوسط به بالا است.

جدول (7) نتایج R Squares مربوط به متغیرهای پژوهش

Table (7) The results of R Squares related to research variables

ج- معیار Q2 (Stone-Geisser Critetion): این معیار، قدرت پیش‌بینی مدل را مشخص می‌کند. مدل‌هایی که دارای برازش ساختاری مقبول هستند، باید قابلیت پیش‌بینی شاخص‌های مربوط به سازه‌های درون‌زای مدل را داشته باشند؛ یعنی اگر در یک مدل، روابط بین سازه‌ها به‌درستی تعریف شده باشد، سازه‌ها قادر خواهند بود، تأثیر کافی بر شاخص‌های یکدیگر بگذارند و فرضیه‌ها از این راه به‌درستی تأیید شوند. مقدار Q² باید دربارۀ تمامی سازه‌های درون‌زای مدل محاسبه و نتیجۀ آن در قسمت تفسیر مدل بیان شود. اگر مقدار Q² دربارۀ یک سازه درون‌زا نزدیک به 02/0 باشد، حاکی از این است که مدل قدرت پیش‌بینی ضعیفی در قبال شاخص‌های آن سازه دارد و اگر نزدیک به 15/0 باشد، قدرت متوسط و اگر نزدیک یا بیشتر از 35/0 باشد، قدرت پیش‌بینی مدل زیاد است؛ همان‌طور که جدول (8) نشان می‌دهد، مقدار Q² دربارۀ تمامی متغیرهای درون‌زا بیشتر از 15/0 و نزدیک به 35/0 است که نشان از پیش‌بینی به نسبت قوی مدل درخصوص متغیرهای خود دارد و برازش مدل ساختاری پژوهش بار دیگر تأیید می‌شود.

جدول (8) نتایج مقدار   مربوط به متغیرهای پژوهش

Table (8) Quantitative resultsQ2 related to research variables

معیار شاخص اشتراک (Construct Crossvalidated Communality): براساس نظر گارسون، این معیار در مدل PLS-SEM متغیرهای درون‌زا یا همان متغیر وابسته را تحت بررسی دقیق پیش‌بینی می‌کند (Garson, 2016: 121). اگر مقدار Q2 بزرگ‌تر از صفر به دست آید، به این معنی است که مدل ساختاری تفسیری پژوهش (شکل 3) توانایی پیش‌بینی متغیرهای مشاهده‌پذیر یا همان متغیرهای مستقل را در مدل پژوهش از طریق مقادیر متغیر پنهان متناظرشان داراست. به این ترتیب، مقادیر مثبت به‌دست‌آمده برای این شاخص نشان‌دهندۀ کیفیت مناسب مدل اندازه‌گیری است (جدول9). به عبارت دیگر، بنا بر مدل ساختاری تفسیری ترسیم‌شده (شکل 3)، اعتماد اهالی به یکدیگر و به سازمان‌های دولتی و نهادهای مردمی، اعتماد اجتماعی را پدید می‌آورد. اعتماد اجتماعی، در کنار انسجام و همبستگی اجتماعی، احساس تعلق و تعاملات اجتماعی زمینه‌ساز افزایش تمایل به مشارکت اهالی محلۀ قلعۀ وکیل‌آباد خواهد بود که در روندی خطی این افزایش تمایل به مشارکت، زمینۀ موفقیت طرح‌های بازآفرینی را در محله فراهم خواهد کرد.

جدول (9) نتایج شاخص اشتراک

Table (9) communality index results

گام چهارم-آزمون کلی مدل معادلات ساختاری: اعتباربخشی، از خروجی SmartPLS ممکن نیست؛ اما مکمل آن است. شاخص نیکویی برازش (GOF[20]) هر دو مدل اندازه‌گیری و ساختاری را مدنظر قرار می‌دهد و به‌عنوان معیاری برای سنجش عملکرد کلی مدل به کار می‌رود. GoF توسط SmartPLS خروجی نمی‌شود؛ اما باید به‌صورت دستی محاسبه شود. GoF میانگین هندسی میانگین اشتراک برای مدل بیرونی و میانگین R-square برای مدل درونی است؛ یعنی خوب‌بودن برازش برابر است با جذر communality ضربدر مربع R. GoF از 0 تا 1 متفاوت خواهد بود Garson, 2016: 72)). GOF طبق فرمول زیر محاسبه می‌شود:

GOF =

GOF =  =  = 0.4670

جدول (10) نتایج R-square و Communality

Table (10) R-square and communality results

وتزلس و همکاران (2009) سه مقدار 01/0، 25/0 و 36/0 را به‌ترتیب برای مقادیر ضعیف، متوسط و قوی برای GOF معرفی کرده‌اند. معیار GOF این پژوهش برابر 467/0 است که نشان از برازش کلی قوی مدل دارد (محسنین و اسفیدانی، 1396: 73).

بحث و نتیجه‌گیری

در این پژوهش، از روش معادلات ساختاری برای شناسایی و تحلیل روابط علّی میان عوامل انگیزشی اصلی شامل اعتماد اجتماعی، انسجام و همبستگی اجتماعی، احساس تعلق و تعاملات اجتماعی و عامل تمایل به مشارکت اجتماعی مردم برای بازآفرینی محلۀ قلعۀ وکیل‌آباد و نیز پیش‌بینی تأثیر مشارکت بر موفقیت در اجرای طرح بازآفرینی این محله استفاده شده است. برای ارزیابی و برازش مدل تفسیری و ساختاری ارائه‌شده در این پژوهش از روش‌های محاسبۀ مقدار ضریب بار عاملی، آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی و برای بررسی میزان پایایی مدل از معیار AVE و فورنل- لانکر و برای بررسی مقدار روایی شاخص‌ها استفاده شد که مقادیر به‌دست‌آمده همگی نشان از روایی و پایایی مناسب مدل داشت.

چارچوب مطالعۀ ما شامل 6 متغیر پنهان و 42 متغیر مشاهده‌شده شامل احساس تعلق (با S7, S8, S29, S30, S31)، تمایل به مشارکت S19, S20, S21, S22, S23))، اعتماد اجتماعی شامل: اعتماد به نهادهای مردمی (S15, S16, S40, S41)، اعتماد اهالی به یکدیگر (S11, S12, S35, S36, S37)، اعتماد به سازمان‌های دولتی (S15, S16, S40, S41)، انسجام و همبستگی اجتماعی (S24,S25,S26,S27,S5,S6)، تعاملات اجتماعی (S9, S10, S32, S33, S34) و تأثیر مشارکت اجتماعی را بر موفقیت در بازآفرینی (S17, S18) بررسی کرده است.

براساس نتایج حاصل از آزمون مدل ساختاری – تفسیری پژوهش (شکل 3)، مقدار برازش (GOF) بیش از 36/0 به دست آمد که گویای آن است که مدل ترسیم‌شده برای روابط بین عوامل مؤثر بر تمایل به مشارکت در بازآفرینی و نیز تأثیر مشارکت بر موفقیت در اجرای طرح بازآفرینی برای محلۀ قلعۀ وکیل‌آباد به‌صورت مناسب تدوین و ترسیم شده است.

براساس داده‌های مندرج در جدول (6)، از میان 6 متغیر مؤثر بر افزایش تمایل به مشارکت اهالی در محلۀ قلعۀ وکیل‌آباد، نقش متغیر احساس تعلق به محله برجسته‌تر از سایر متغیرهاست و بیشترین تأثیر را بر تمایل اهالی به مشارکت دارد (T value =3.37). به‌علاوه، به‌ترتیب تأثیر متغیرهای اعتماد به اهالی (Tvalue=2.07)، اعتماد به سازمان‌های دولتی (T value =1.71 ) تعاملات اجتماعی (Tvalue=1.64) و درنهایت انسجام اجتماعی (T value=1.64) با سطح اطمینان 90 درصد به بالا تأیید شد که با یافته‌های لیا و همکاران (2020)، اسماعیل‌پور و همکاران (1397 ) و ایزدفر و همکاران (1399) مطابقت دارد؛ همچنین مقدار T در سطح اطمینان 99 درصد معادل 825/6 به دست آمده است و بدین معناست که اهالی، مشارکت اجتماعی مردم را اصلی اساسی در موفقیت بازآفرینی محلۀ خود می‌دانند؛ بنابراین همان‌گونه که آریانا و همکاران (1399)، ویسی[21] و همکاران (1399)، نژاد ابراهیمی و نژداغی (1397) و کورکماز و بالابان (2020) هم ذکر کرده‌اند، مشارکت مردمی اصل کلیدی در موفقیت طرح‌ها و پروژه‌های بازآفرینی است.

به این ترتیب، از یک سو، برای افزایش تمایل به مشارکت اهالی در محله لازم است از احساس تعلق، همبستگی و انسجام، اعتماد و تعاملات اجتماعی مردم کمک گرفت و از سوی دیگر، از روش‌های مختلف برای افزایش و برانگیزش هر یک از این متغیرها اقدام کرد؛ همچنین برای بهبود تعامل و ایجاد انگیزه در شهروندان، تصمیم‌گیران و سیاست‌گذاران باید از یک سو، جامعۀ مدنی را به مشارکت در بازآفرینی تشویق و بستر آن را به طرق مختلف اعم از آموزش و اطلاع‌رسانی، ایجاد بستر قانونی لازم، ایجاد انگیزه و ... فراهم کرده و از سوی دیگر، موانع حقوقی و اجرایی مشارکت اجتماعی را یک به یک برطرف کنند.

این پژوهش، پیشنهاد می‌کند، تهیۀ هرگونه طرح یا پروژۀ بازآفرینی شهری برای این محله مبتنی بر رویکرد بازآفرینی اجتماع‌محور باشد که در آن طراحی و سازمان‌دهی مکانیسم مشارکت مردم به‌صورت گسترده، اصلی اساسی باشد.

[1] . pakro , Sattarzadeh

[2]. Jafari

[3]. Berengi

[4]. Ariana

[5]. Izadfar

[6]. esmaeilpoor

[7]. Abozari & Ziyari

[8]. Miskovis

[9]. Lu

[10]. li

[11]. Civil Society, Personal Interest, Social Influence and a negative impact of Constraints

[12]. Content, Scale and Process

[13] . Korkmaz& Balaban

[14]. Participation of different stakeholders

[15]. social consensus

[16]. La Rosa

[17] . مدلی است که در آن هر متغیر مشاهده‌پذیر یا آشکار بازتاب‌دهندۀ متغیر پنهان متناظرش است؛ یعنی جهت پیکان در رابطۀ بین متغیر مشاهده‌پذیر و پنهان به‌سمت متغیر مشاهده‌پذیر است (محسنین و اسفیدانی، 1396: 56).

[18] . در مدل‌های ترکیبی، متغیرهای مکنون از ترکیب چند متغیر مشاهده‌پذیر به وجود می‌آید. در این مدل‌ها پیکانی از سوی متغیر مشاهده‌پذیر به‌سمت متغیر مکنون رسم شده است (محسنین و اسفیدانی، 1396: 34).

[19]. Bootstrapping

[20]. Goodness of fit

[21]. Veisi