نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
گروه علوم اجتماعی، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه کاشان، کاشان، ایران.
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله English
نویسندگان English
Introduction: Over the past two decades, research has increasingly explored the influence of social and cultural factors, particularly social capital, on health behaviors. This meta-analysis aimed to quantify the association between social capital and health behaviors specifically within the Iranian context.
Methods: A systematic search was conducted across three databases (Irandoc, Magiran, and SID) using relevant keywords related to social capital and health behaviors. Studies published between 2007 and 2023 were considered for inclusion. A total of 26 studies met the inclusion criteria and were synthesized using meta-analytic techniques. Publication bias was assessed using rank correlation and Mazumdar's tests.
Results: The pooled effect size indicated a significant positive association between social capital and health behaviors. The pooled effect size was 0.407 (p < 0.001) using a fixed-effects model and 0.419 (p < 0.001) using a random-effects model, both considered moderate-to-large according to Cohen's criteria. Subgroup analyses suggested that factors such as publication year, geographical location, population demographics, sampling method, gender, and age may contribute to heterogeneity across studies.
Conclusion: This meta-analysis suggests a positive relationship between social capital and health behaviors in Iran. The findings also reveal a potential research gap, with a greater emphasis on individual and micro-level dimensions of social capital compared to structural and institutional dimensions. Future research should strive for a more balanced approach, considering both micro and macro-level aspects of social capital in relation to health behaviors.
کلیدواژهها English
مقدمه
برمبنای آخرین گزارشهای سازمان بهداشت جهانی در سال 2019، بیش از 42 میلیون نفر از مردم (37/74 درصد از کل موارد مرگ و میر) در سراسر جهان بر اثر بیماریهای غیرواگیر و مزمن (نظیر بیماریهای قلبی عروقی، سرطانها، بیماریهای تنفسی و دیابت) جان خود را از دست میدهند که این میزان در ایران برابر با 326 هزار نفر (48/83 درصد از کل موارد مرگ و میر) بوده است (مؤسسه سنجش و ارزیابی سلامت[1]، 2020). مطابق با شواهد حاصل از مطالعات تجربی، رفتارهای مرتبط با سلامتی[2] و سبک زندگی[3] افراد نقش تعیینکنندهای در بیماریهای غیرواگیر و مزمن دارد (چیکور و ادریسو[4]، 2018). رفتارهای سلامت[5] دربرگیرنده هر فعالیتی است که با هدف پیشگیری یا تشخیص بیماری یا جهت بهبود سلامت یا بهزیستی صورت میگیرد و شامل رفتارهای مختلفی نظیر استفاده از خدمات پزشکی (مانند ویزیت پزشک، واکسیناسیون و غربالگری)، پیروی از رژیم درمانی (مانند رژیم غذایی، رژیم دیابتی و رژیم ضد فشار خون) و رفتارهای سلامت خودمدیریتی[6] (مانند تغذیه، ورزش و سیگار نکشیدن) هستند (کانر و نورمن[7]، 2015). بنابراین، سبک زندگی سالم، دربردارنده الگوهای جمعی رفتارهای مرتبط با سلامتی است که بر اساس انتخاب از میان گزینههای در دسترس افراد و با توجه به فرصتهای زندگی شکل میگیرد (کاکرهام[8]، 2017).
مروری بر پژوهشهای تجربی پیشین نشان میدهد که از میان عوامل اجتماعی و فرهنگی مرتبط با رفتارهای سلامتمحور، مفهوم سرمایه اجتماعی[9] بیشتر از سایر منابع مورد توجه پژوهشگران این حوزه مطالعاتی قرار گرفته است (واحدیان و همکاران، 1400). سرمایه اجتماعی منبعی است که از طریق عضویت افراد در گروهها یا شبکههای خاص در اختیار افراد قرار میگیرد و مشخصه شبکههای اجتماعی یا ساختارهای اجتماعی است که افراد از آن سود میبرند (کاکرهام، 2021). رابرت پاتنام[10] در نظریه سرمایه اجتماعی خود بیان میکند که ارتباطات و شبکههای اجتماعی (سرمایه اجتماعی) تأثیر قابلتوجهی بر پیامدهای فردی و اجتماعی، از جمله رفتارهای سلامت دارند (کاکرهام، 2023). پاتنام سرمایه اجتماعی را دربردارنده ویژگیهای سازمان اجتماعی (مانند شبکهها، هنجارها و اعتماد اجتماعی) میداند که هماهنگی و همکاری را برای منافع متقابل تسهیل میکند (پاتنام، 1993). او در تعاریف بعدیاش از سرمایه اجتماعی به عنوان «تعاملات بین افراد - شبکههای اجتماعی و هنجارهای متقابل و قابلیت اعتمادی که ناشی از آنها میشود» (پاتنام، 2000)، یاد میکند. از سوی دیگر، سرمایه اجتماعی را میتوان در دو سطح فردی و جمعی مفهومپردازی و اندازهگیری نمود. به طوری که در سطح فردی، به عنوان یک دارایی شخصی به شمار میرود که از شبکههای روابط میانفردی و اجتماعی حاصل شده و در آن افراد دسترسی بهتری به اطلاعات، خدمات و حمایتهای اجتماعی دارند، و در سطح کلان در میان جوامع به وجود آمده و به عنوان یک دارایی جمعی شناخته میشود (نیمنن، پراتالا، مارتلن، هارکانن، هایپا، آلنن و کاسکینن[11]، 2013).
پس از آن، کاواچی[12] و برکمن[13] (۲۰۰۰) نیز مبتنی بر رویکرد پاتنام، استدلال میکنند که سرمایه اجتماعی از سه طریق بر سلامتی اثر میگذارد. نخست، در سطح ملی سرمایه اجتماعی با انتشار اطلاعات مرتبط با سلامت و نیز افزایش احتمال پذیرش هنجارهای رفتارهای سلامتمحور و نیز کنترل و نظارت بر رفتارهای ضد سلامت، بر سلامتی تأثیر میگذارد. دوم، سرمایه اجتماعی میتواند با افزایش دستیابی به خدمات و تسهیلات بر سلامتی تأثیر بگذارد. سرانجام، سرمایه اجتماعی میتواند به طور مستقیم با تأمین حمایت اجتماعی و نیز عزت نفس و احترام متقابل، سلامتی افراد را تقویت کند.
در طول دو دهه اخیر، پژوهشهای متعددی به شناسایی رابطه بین سرمایه اجتماعی و رفتارهای سلامتمحور (نیمنن، پراتالا، مارتلن، هارکانن، هایپا، آلنن و کاسکینن، 2010؛ 2013) و ابعاد سبک زندگی سالم (آنتوناچی، هاردورفر، هرمستاد، مایو-گمبل، جیکوب آریولا و کگلر[14] ، 2023؛ چن، ژانگ، کویی، وانگ، ژائو، وانگ و یو[15]، 2019، صالحی، 2016) پرداختهاند. چرا که سرمایه اجتماعی با انواع پیامدهای مثبت سلامتی از جمله نرخ پایین مرگ و میر و کاهش شیوع بیماریهای جسمی و روانی (مانند افسردگی) مرتبط است (زو، رید و منکلووا[16]، 2020) و به شکلهای گوناگونی بر رفتارهای سلامتمحور تأثیر میگذارد: هنجارها و نگرشهایی که در رفتارهای مبتنی بر سلامت نقش دارند، شبکههای روانی و اجتماعی که دسترسی به مراقبتهای سلامت را افزایش میدهند و مکانیسمهای روانی اجتماعی که عزت نفس را افزایش داده و انگیزهای برای رفتار سلامت ایجاد میکنند (نیمنن، 2013).
همسو با روندهای مطالعاتی در جهان، در ایران نیز میتوان به رشد تحقیقاتی اشاره نمود که به رابطه بین سرمایه اجتماعی و مفاهیم مرتبط با سلامت نظیر رفتارهای سلامتمحور (عباسزاده و دیگران، 1393)، رفتارهای زیرمجموعه سلامت اجتماعی (قربانی و دیگران، 1399)، رفتارهای مرتبط با سرمایه روانشناختی (امیدیان و اسماعیلپور اشکفتکی، 1399) و حتی رفتارهای ضد سلامت همچون رانندگی مخاطرهآمیز (سعادتی، 1399) پرداختهاند. در نتیجه طی سالهای اخیر، بر تعداد پژوهشهای مروری که به سنجش اندازه اثر عوامل گوناگون اجتماعی بر رفتارهای سلامتمحور و سبک زندگی سلامت پرداختهاند (رستمی کتشالی و همکاران، 1403؛ واحدیان و همکاران، 1400) افزوده گشته است. اگرچه هریک از مطالعات و پژوهشها، ممکن است در بررسی و رفع بخشی از مسئله مذکور، موفق و راهگشا باشند، اما با توجه به محدودیت در قلمرو زمانی، مکانی و جامعه آماری، نمیتوانند ترجمان تصویری کامل از موضوع تحت بررسی خود به شمار روند. به ویژه آنکه به نظر میرسد نتایج برخی از این پژوهشها صرفاً تکراری از یافتههای پیش از خود بوده و در نتیجه خلأهای علمی و تحقیقاتی خاصی را پوشش نمیدهند. از این رو، فراتحلیل مطالعات گذشته در خصوص ارتباط سرمایه اجتماعی با رفتارهای سلامتمحور و سبک زندگی سلامت، از یک سو موجب یکپارچه شدن نتایج تحقیقات صورت گرفته در این حوزه شده و از سوی دیگر، با ارائه نمایی از روند انتشار مطالعات در طول زمان، میتواند علاوه بر ارزیابی و تحلیل کلی از آنها، پژوهشگران را در انجام پژوهشهای آینده یاری رساند. در همین راستا، پژوهش حاضر با بهرهگیری از روش فراتحلیل در پی پاسخگویی به این پرسشها است که ضریب تأثیر یا اندازه اثر سرمایه اجتماعی بر رفتارهای سلامتمحور در ایران به چه میزانی است؟ و در این میان، کدام متغیرهای تعدیلگر نقشآفرینی میکنند؟.
روش
هدف اصلی این پژوهش، ترکیب کمی نتایج مطالعات انجام شده درباره رابطه بین سرمایه اجتماعی و رفتارهای سلامتمحور در ایران بوده است که بدین منظور از روش فراتحلیل[17] استفاده است. فراتحلیل به معنای نوعی تجزیه و تحلیل آماری است که به توصیف مجموعهای از روشهای نظاممند پرداخته و به منظور برآورد اندازه اثر در جامعه، نتایج حاصل از مطالعات مستقل را بررسی و با یکدیگر ترکیب میکند (الیس[18]، 2010). جامعه آماری این پژوهش شامل پایاننامههای کارشناسی ارشد و مقالات منتشر شده در مجلات معتبر دانشگاهی ایران است که طی سالهای 1386 تا 1402 در پایگاههای اینترنتی معتبر، نظیر مرکز اسناد و مدارک علمی ایران (Irandoc)، بانک اطلاعات نشریات ایران (Magiran) و پایگاه مرکز اطلاعات علمی جهاد دانشگاهی (SID)، نمایه شدهاند. کلیدواژههای مورد استفاده در جست و جوی این پایگاهها عبارت بودند از: «سرمایه اجتماعی + رفتار سلامت»، «سرمایه اجتماعی + رفتار سالم»، «سرمایه اجتماعی + رفتار سلامتمحور»، «سرمایه اجتماعی + رفتار حفظ سلامت»، «سرمایه اجتماعی + رفتار ارتقاء سلامت»، «سرمایه اجتماعی + سبک زندگی سلامت»، «سرمایه اجتماعی + سبک زندگی سالم»، «سرمایه اجتماعی + سبک زندگی سلامتمحور» و «سرمایه اجتماعی + شیوه زندگی سالم». نتیجه این جستوجو، شناسایی 59 پژوهش تا قبل از مرحله گزینش را نشان میدهد.
گزینش مطالعات مناسب، در این مرحله به تعیین معیارهای شمول[19] و عدم شمول[20] در گزینش مطالعات وابسته است. این معیارها عبارت بودند از: 1. مطالعه درباره ارتباط بین سرمایه اجتماعی با رفتارهای سلامتمحور (یا سبک زندگی سالم) باشد، 2. امکان دسترسی به متن کامل پژوهش وجود داشته باشد، 3. با روش کمی پیمایشی انجام شده باشد، 4. در آن به اجزای یک مطالعه کمی (شامل فرضیهها، جامعه آماری، حجم نمونه، شیوه نمونهگیری، اعتبار و قابلیت اعتماد ابزارهای سنجش، روشهای تحلیل، تعداد کافی دادههای جهت محاسبه اندازه اثر و میزان ضریب همبستگی پیرسون) گزارش شده باشد. معیارهای خروجی شامل: 1. مطالعات غیر مرتبط با موضوع، 2. متن کامل پژوهش در دسترس نباشد، 3. مطالعات مروری، کیفی و آمیخته و 4. در آن به اجزای یک مطالعه کمی (شامل فرضیهها، جامعه آماری، حجم نمونه، شیوه نمونهگیری، اعتبار و قابلیت اعتماد ابزارهای سنجش، روشهای تحلیل، تعداد کافی دادههای جهت محاسبه اندازه اثر و میزان ضریب همبستگی پیرسون) گزارش نشده باشد. در مجموع تعداد 26 مطالعه که از معیارهای مذکور برخوردار بودند، جهت ورود به نرمافزار CMA-V3 انتخاب شدند.
به منظور محاسبه اندازه اثر در این پژوهش، از جدول فرمولهای ارائهشده توسط ولف[21] (1986) استفاده شده است. مطابق با این فرمولها، ضریب همبستگی پیرسون همان شاخص اندازه اثر است. از آنجا که آزمون فرضیه رابطه بین سرمایه اجتماعی و رفتارهای سلامتمحور در تمامی مطالعات توسط ضریب همبستگی پیرسون انجام شده، بنابراین نیازی به تبدیل آن نیست. ترکیب اندازههای اثر تمامی مطالعات نیز به روش هانتر و اشمیت[22] مورد تحلیل قرار گرفتند. همچنین، برای تفسیر اندازههای اثر از نظام تفسیری کوهن[23] استفاده شد.
|
مطالعات بازیابیشده از پایگاههای مورد بررسی (n = 201) |
|
پژوهشهای غیر مرتبط با بررسی عنوان و چکیده (111 n=) |
|
پژوهشهای غربال شده (n= 196) |
|
پژوهشهای کامل بررسی شده (n= 85) |
|
پژوهشهای غیر مرتبط با بررسی متن کامل پژوهش (59 n=) 1. بدون متن کامل 2. پرداختن به یک بعد از سرمایه اجتماعی 3. دارای ضعف روشی |
|
پژوهشهای منتخب جهت ورود به مطالعه (n= 26) |
|
پژوهشهای تکراری حذفشده (5 n=)
|
شکل 1. نمودار فرایند ورود به مطالعه
یافتهها
توصیف اولیه مطالعات منتخب نشان میدهد که بیشترین تعداد پژوهشها در قالب مقاله (52 درصد)، بین سالهای 94-91 (37 درصد)، در حوزه مطالعاتی جامعهشناسی (63 درصد)، در مناطق مرکزی ایران (33 درصد)، در جامعه آماری شهروندان (30 درصد)، با حجم نمونه 400-351 مورد (41 درصد)، با روش نمونهگیری خوشهای (48 درصد) انجام شده و انتشار یافته است (جدول 1).
جدول 1. تلخیص اطلاعات مطالعات منتخب[24]
|
نویسنده (سال انتشار) |
قالب |
حیطه مطالعاتی |
موقعیت |
جامعه آماری |
حجم نمونه |
شیوه نمونهگیری |
|
سپهری (1386) |
پایاننامه |
پژوهش علوم اجتماعی |
تبریز |
دانشجویان |
350 |
طبقهای تصادفی |
|
علیزاده اقدم (1388) |
رساله |
جامعهشناسی |
تبریز |
شهروندان |
752 |
تصادفی ساده |
|
قاسمی پاکرو (1391) |
پایاننامه |
پژوهش علوم اجتماعی |
تهران |
شهروندان |
606 |
خوشهای چندمرحلهای |
|
سلطانی (1391) |
پایاننامه |
پژوهش علوم اجتماعی |
تهران |
سالمندان |
300 |
خوشهای چندمرحلهای |
|
عباسزاده و همکاران (1391) |
مقاله |
جامعهشناسی |
تبریز |
شهروندان |
752 |
خوشهای |
|
زارع و همکاران (1392) |
مقاله |
جامعهشناسی |
تهران |
سالمندان |
300 |
طبقهای چندمرحلهای |
|
داراییزاده (1393) |
پایاننامه |
جامعهشناسی |
لرستان |
جوانان |
400 |
خوشهای |
|
محمدی و همکاران (1393) |
مقاله |
جامعهشناسی |
تهران |
ورزشکاران |
310 |
طبقهای متناسب |
|
عباسزاده و همکاران (1393) |
مقاله |
جامعهشناسی |
ارومیه |
شهروندان |
486 |
طبقهای |
|
کوچانی (1394) |
پایاننامه |
جمعیتشناسی |
شیراز |
دانشآموزان |
391 |
طبقهای چندمرحلهای |
|
میرخانی (1394) |
پایاننامه |
جمعیتشناسی |
تهران و البرز |
بازنشستگان |
321 |
طبقهبندی شده |
|
کرمی و همکاران (1394) |
مقاله |
جامعهشناسی |
اهواز |
دانشجویان |
800 |
خوشهای |
|
انتشاری (1395) |
پایاننامه |
پژوهش علوم اجتماعی |
اصفهان |
سالمندان |
398 |
خوشهای چندمرحلهای |
|
احمدی و همکاران (1395) |
مقاله |
جامعهشناسی |
سنندج |
شهروندان زن |
310 |
خوشهای چندمرحلهای |
|
موسیزاده و علیزاده اقدم (1395) |
مقاله |
جامعهشناسی |
تبریز |
دانشجویان |
377 |
تصادفی ساده |
|
مؤذن (1396) |
پایاننامه |
پژوهش علوم اجتماعی |
تبریز |
شهروندان |
424 |
خوشهای چندمرحلهای |
|
الماسی (1397) |
مقاله |
جمعیتشناسی |
ایلام |
سالمندان |
370 |
خوشهای تصادفی |
|
سرحدی (1398) |
رساله |
جامعهشناسی |
کرمانشاه |
شهروندان |
600 |
طبقهبندی شده |
|
زارع و همکاران (1398) |
مقاله |
جامعهشناسی |
مشهد |
شهروندان زن |
384 |
طبقهبندی شده متناسب |
|
فتاحی و همکاران (1398) |
مقاله |
جامعهشناسی |
اصفهان |
جوانان |
600 |
خوشهای چندمرحلهای |
|
یعقوبی (1400) |
پایاننامه |
جامعهشناسی |
خراسانرضوی |
شهروندان |
400 |
خوشهای |
|
دامنی (1400) |
پایاننامه |
جامعهشناسی |
زاهدان |
شهروندان |
383 |
خوشهای |
|
اکبرپور (1400) |
پایاننامه |
مطالعات زنان |
کرمان |
شهروندان زن |
384 |
سهمیهای |
|
البرزی و همکاران (1400) |
مقاله |
جامعهشناسی |
شیراز |
شهروندان زن |
400 |
طبقهای چندمرحلهای |
|
البرزی و همکاران (1401) |
مقاله |
جامعهشناسی |
شیراز |
جوانان |
1065 |
طبقهای چندمرحلهای |
|
تاجبخش و احمدی (1402) |
مقاله |
جامعهشناسی |
همدان |
جوانان |
384 |
خوشهای چندمرحلهای |
در ادامه، ضمن برآورد اندازه اثر تفکیکی پژوهشهای منتخب، اثرات ترکیبی ثابت و تصادفی مجموع مطالعات نیز مشخص شد. در تمامی مطالعات مورد بررسی، ارتباط بین سرمایه اجتماعی و رفتارهای سلامتمحور در سطح اطمینان ۹۹ درصد معنادار است. بزرگترین اندازه اثر به مطالعه سپهری (1386) با 920/0 و کوچکترین اندازه اثر به مطالعه قاسمی پاکرو (1391) با 132/0 اختصاص داشته است. همچنین هر دو مورد اثرات ثابت و تصادفی در سطح اطمینان 99 درصد معنادار است (جدول 2).
جدول 2. آمارههای پایه برای مطالعات تحت بررسی
|
ردیف |
پژوهشگر (سال انتشار) |
اندازه اثر |
حد پایین |
حد بالا |
مقدار آزمون (Z-Value) |
سطح معناداری (P-Value) |
|
|
1 |
سپهری (1386) |
920/0 |
902/0 |
935/0 |
600/29 |
000/0 |
|
|
2 |
علیزاده اقدم (1388) |
474/0 |
417/0 |
528/0 |
100/14 |
000/0 |
|
|
3 |
قاسمی پاکرو (1391) |
132/0 |
053/0 |
209/0 |
260/3 |
001/0 |
|
|
4 |
سلطانی (1391) |
218/0 |
107/0 |
323/0 |
818/3 |
000/0 |
|
|
5 |
عباسزاده و همکاران (1391) |
340/0 |
275/0 |
402/0 |
691/9 |
000/0 |
|
|
6 |
زارع و همکاران (1392) |
180/0 |
068/0 |
287/0 |
136/3 |
002/0 |
|
|
7 |
داراییزاده (1393) |
288/0 |
195/0 |
375/0 |
905/5 |
000/0 |
|
|
8 |
محمدی و همکاران (1393) |
345/0 |
243/0 |
440/0 |
303/6 |
000/0 |
|
|
9 |
عباسزاده و همکاران (1393) |
423/0 |
347/0 |
493/0 |
919/9 |
000/0 |
|
|
10 |
کوچانی (1394) |
518/0 |
442/0 |
587/0 |
299/11 |
000/0 |
|
|
11 |
میرخانی (1394) |
430/0 |
336/0 |
515/0 |
201/8 |
000/0 |
|
|
12 |
کرمی و همکاران (1394) |
474/0 |
418/0 |
526/0 |
545/14 |
000/0 |
|
|
13 |
انتشاری (1395) |
472/0 |
392/0 |
545/0 |
189/10 |
000/0 |
|
|
14 |
احمدی و همکاران (1395) |
203/0 |
094/0 |
307/0 |
607/3 |
000/0 |
|
|
15 |
موسیزاده و علیزاده اقدم (1395) |
164/0 |
064/0 |
261/0 |
201/3 |
001/0 |
|
|
16 |
مؤذن (1396) |
283/0 |
193/0 |
368/0 |
970/5 |
000/0 |
|
|
17 |
الماسی (1397) |
243/0 |
145/0 |
337/0 |
750/4 |
000/0 |
|
|
18 |
سرحدی (1398) |
701/0 |
658/0 |
740/0 |
239/21 |
000/0 |
|
|
19 |
زارع و همکاران (1398) |
335/0 |
243/0 |
421/0 |
801/6 |
000/0 |
|
|
20 |
فتاحی و همکاران (1398) |
237/0 |
160/0 |
311/0 |
903/5 |
000/0 |
|
|
21 |
یعقوبی (1400) |
318/0 |
227/0 |
403/0 |
564/6 |
000/0 |
|
|
22 |
دامنی (1400) |
630/0 |
565/0 |
687/0 |
453/14 |
000/0 |
|
|
23 |
اکبرپور (1400) |
581/0 |
511/0 |
644/0 |
960/12 |
000/0 |
|
|
24 |
البرزی و همکاران (1400) |
594/0 |
527/0 |
654/0 |
625/13 |
000/0 |
|
|
25 |
البرزی و همکاران (1401) |
166/0 |
107/0 |
224/0 |
460/5 |
000/0 |
|
|
26 |
تاجبخش و احمدی (1402) |
444/0 |
360/0 |
521/0 |
315/9 |
000/0 |
|
|
|
اثرات ترکیبی ثابت |
407/0 |
392/0 |
422/0 |
698/47 |
000/0 |
|
|
|
اثرات ترکیبی تصادفی |
419/0 |
324/0 |
505/0 |
951/7 |
000/0 |
|
در گام نخست محاسبات فراتحلیل، به مهمترین پیشفرضهای این روش، یعنی خطای (تورش) انتشار و همگن بودن پژوهشهای انجام گرفته، پرداخته شده است. به منظور بررسی پیشفرض خطای انتشار (خطای ناشی از انتشار پژوهشهای چاپ شده و عدم انتشار پژوهشهای چاپ نشده) و احتمال مخدوش شدن اعتبار فراتحلیل به سبب وجود این خطا، از آزمون همبستگی رتبهای بِگ و مزومدار[25] استفاده شده است (جدول 3). این آزمون، همبستگی رتبهای (تائو کندال) بین انداره اثر استاندارد و واریانس این اثرات را مشخص میسازد[26]. اطلاعات جدول 3 نشان میدهد که مقدار تائو کندال برابر با 011/0- شده که با توجه به میزان معناداری آن (093/0)، فرض صفر مبنی بر عدم سوگیری انتشار تأئید میگردد.
جدول 3. نتایج همبستگی رتبهای بگ و مزومدار
|
Tau |
Z-Value |
P-value |
|
011/0- |
083/0 |
093/0 |
برای بررسی مفروضه همگنی مطالعات نیز، از آزمون Q استفاده شده است (جدول 4). با توجه به نتایج حاصل از آزمون (Q = 947/977, P < 0/01)، با اطمینان ۹۹ درصد، فرض صفر مبنی بر همگن بودن مطالعات انجام شده رد و فرض ناهمگنی میان پژوهشها تأیید میشود. به بیان دیگر، معنادار بودن شاخص Q نشاندهنده وجود ناهمگنی در اندازه اثر پژوهشهای اولیه است. نتایج حاصل از مجذور I نیز مؤید این مطلب است که 97 درصد از تغییرات کل مطالعات به ناهمگنی آنها مربوط است؛ بنابراین تلفیق آنها با مدل آثار ثابت موجه نبوده و باید به منظور ترکیب نتایج، از مدل آثار تصادفی استفاده کرد.
جدول 4. نتایج حاصل از آزمون Q
|
Q-Value |
df |
P-Value |
I2 |
|
977/947 |
25 |
000/0 |
363/97 |
مطابق با سطر پایانی جدول 2، میانگین اثرات ترکیبی تصادفی سرمایه اجتماعی بر رفتار سلامت در نمونه مورد پژوهش معادل 419/0 است. از آنجا که اندازه برآورد شده در محدوده اطمینان است، بنابراین رابطه سرمایه اجتماعی و رفتار سلامت تأیید میشود. همچنین، برآورد نقطهای به دست آمده (419/0) بر مبنای معیار کوهن[27]، حاکی از اندازه اثر در سطح متوسط رو به زیاد قرار دارد.
بخش پایانی یافتههای فراتحلیل، سعی در مشخص ساختن منشأ ناهمگنی در میان مطالعات دارد. مبتنی بر نتایج آزمون Q، رابطه بین سرمایه اجتماعی و رفتار سلامت به لحاظ ویژگیها و مشخصات مطالعات، متفاوت و ناهمگن است و در این وضعیت باید از متغیرهای تعدیلگر جهت مشخص نمودن واریانس و محل این تفاوتها بهره جست. در این پژوهش، متغیرهای سال انتشار، موقعیت جغرافیایی، جامعه آماری شیوه نمونهگیری، جنس و سن به عنوان متغیرهای تعدیلگر کیفی مورد توجه قرار گرفتهاند. از آنجا که متغیرهای مذکور از نوع کیفی هستند، تفسیر نقش آنها در ناهمگنی بین مطالعات، توسط اندازه اثر ترکیبی در مدل اثرات تصادفی صورت میگیرد (جدول 5).
جدول 5. اندازههای اثر ترکیبی به تفکیک متغیرهای تعدیلگر
|
متغیرها |
مؤلفهها |
تعداد اندازه اثر |
اندازه اثر ترکیبی |
Z-Value |
P-Value |
|
سال انتشار |
86-90 |
2 |
782/0 |
958/1 |
050/0 |
|
91-94 |
10 |
341/0 |
477/7 |
000/0 |
|
|
95-98 |
8 |
346/0 |
967/3 |
000/0 |
|
|
99-02 |
6 |
469/0 |
775/4 |
000/0 |
|
|
کل |
26 |
364/0 |
744/9 |
000/0 |
|
|
موقعیت جغرافیایی |
شمال |
6 |
508/0 |
135/3 |
002/0 |
|
جنوب |
3 |
441/0 |
697/2 |
007/0 |
|
|
شرق |
4 |
478/0 |
899/4 |
000/0 |
|
|
غرب |
5 |
404/0 |
441/3 |
001/0 |
|
|
مرکز |
8 |
312/0 |
984/5 |
000/0 |
|
|
کل |
26 |
370/0 |
189/9 |
000/0 |
|
|
جامعه آماری |
دانشآموزان |
4 |
611/0 |
583/2 |
010/0 |
|
زنان |
4 |
443/0 |
111/4 |
000/0 |
|
|
شهروندان |
8 |
430/0 |
354/5 |
000/0 |
|
|
سالمندان |
5 |
315/0 |
782/4 |
000/0 |
|
|
جوانان |
5 |
295/0 |
525/5 |
000/0 |
|
|
کل |
26 |
346/0 |
017/10 |
000/0 |
|
|
شیوه نمونهگیری |
تصادفی |
2 |
330/0 |
957/1 |
050/0 |
|
طبقهای |
10 |
508/0 |
760/4 |
000/0 |
|
|
خوشهای |
13 |
329/0 |
072/7 |
000/0 |
|
|
سهمیهای |
1 |
581/0 |
960/12 |
000/0 |
|
|
کل |
26 |
456/0 |
912/14 |
000/0 |
|
|
جنس |
مرد و زن |
21 |
402/0 |
630/6 |
000/0 |
|
زن |
5 |
485/0 |
156/5 |
000/0 |
|
|
کل |
26 |
426/0 |
355/8 |
000/0 |
|
|
سن |
کمتر از 29 |
15 |
441/0 |
349/5 |
000/0 |
|
30 تا 49 |
7 |
416/0 |
510/5 |
000/0 |
|
|
50 و بیشتر |
4 |
338/0 |
387/4 |
000/0 |
|
|
کل |
26 |
396/0 |
778/8 |
000/0 |
بر اساس نتایج حاصل از بررسی متغیرهای تعدیلگر، مطالعاتی که در بازه زمانی 90-86 منتشر شدهاند (782/0)، در منطقه شمال غرب کشور (شهرهای تبریز و ارومیه) انجام شدهاند (508/0)، در میان دانشآموزان و دانشجویان صورت گرفتهاند (611/0)، با استفاده از شیوه نمونهگیری سهمیهای به گردآوری دادهها پرداختهاند (581/0)، به لحاظ جنس به مطالعه زنان پرداختهاند (485/0) و در بازه سنی کمتر از 29 سال قرار داشتهاند (441/0)، بیشترین تأثیر را در رابطه بین سرمایه اجتماعی و رفتار سلامت دارا بودهاند (جدول 5).
بحث و نتیجهگیری
این پژوهش با هدف ارائه پاسخ به دو پرسش کلیدی صورت گرفته است: 1. ضریب تأثیر یا اندازه اثر سرمایه اجتماعی بر رفتارهای سلامتمحور در ایران به چه میزانی است؟ و 2. در این میان، کدام متغیرهای تعدیلگر نقشآفرینی میکنند؟. در میان انبوهی از مطالعاتی که به طور مستقیم یا غیرمستقیم، در ارتباط با بحث رابطه سرمایه اجتماعی با رفتارهای سلامتمحور (و سبک زندگی سالم) بودهاند، تعداد 26 پژوهش با توجه به معیارهای ورودی حائز شرایط لازم در نظر گرفته شدند. بررسی نخستین مفروضه فراتحلیل نشان داد که فرض ناهمگنی اندازه اثر پژوهشها مورد تأیید بوده و در نتیجه رابطه بین سرمایه اجتماعی و رفتارهای سلامتمحور از منظر ویژگیها و مختصات مطالعات، از تفاوت و گوناگونی بسیاری برخوردار است و بنابراین باید از مدل اثرات تصادفی در انجام محاسبات استنباطی استفاده شود. ارزیابی مفروضه دوم یا خطای انتشار نیز نشان داد که فرض صفر مبنی بر عدم خطا یا سوگیری انتشار تأئید میگردد.
بررسیهای استنباطی فراتحلیل حاضر نیز حاکی از این امر بودند که بر اساس معیار کوهن، میانگین اندازه اثر سرمایه اجتماعی بر رفتارهای سلامتمحور (419/0) با توجه به مدل اثرات تصادفی در سطح متوسط روبه زیاد قرار دارد. این میزان بیانگر کیفیت رابطه بین دو متغیر اصلی در پژوهشها به شکل ترکیبی بوده و مؤید نتایج مطالعات فراتحلیل پیشین نظیر گیلبرت و همکاران (2013)، زو و همکاران (2020)، کیانی و همکاران (2023) و واحدیان و همکاران (1401) است که نتایج حاصل از آنها نیز نشان میدهند اندازه اثر متغیر سرمایه اجتماعی در طح بالایی قرار داشته است. از آنجا که ناهمگنی میان پژوهشهای منتخب در فراتحلیل مورد تأیید قرار گرفت، در گام بعد، به بررسی منبع این تمایز و تفاوت در قالب متغیرهای تعدیلگر پرداخته شد. نتایج این بخش نیز نشان داد که شش متغیر کیفی، نقشی تعدیلکننده در ارتباط میان دو متغیر اصلی ایفا میکنند.
نخستین متغیر تعدیلگر، سال انتشار پژوهشها است. اگرچه در فاصله سالهای 90-86 تنها دو مطالعه مرتبط صورت گرفته، اما بیشترین میزان اندازه اثر ترکیبی به این بازه زمانی اختصاص دارد (782/0). در بین سالهای 91 تا 98 با وجود بیشترین تعداد تحقیقات صورت گرفته، این اندازه اثر به کمترین مقدار خود در تمامی سالهای مورد بررسی رسیده است (341/0 تا 346/0). پس از آن، بررسیهایی که در طول سالهای 02-99 انجام شدهاند، شواهدی حاکی از بزرگتر شدن اندازه اثر بین این دو متغیر به دست دادهاند (464/0). با واکاوی بیشتر مطالعات میتوان به تبیین تغییرات و نوسانات اندازه اثر در طول سالهای 1386 تا 1402 پرداخت. نخستین دلیل را میتوان در سطوح خرد و کلان مفهوم سرمایه اجتماعی جستوجو نمود. تحقیقاتی که در بازه زمانی 90-86 انجام شدهاند، بیشتر بر بعد خرد و فردی سرمایه اجتماعی (مانند اعتماد شخصی، شبکه ارتباطات میان فردی و مشارکت فرد در گروهها) تأکید نمودهاند (سپهری، 1386؛ علیزاده اقدم، 1388)، اما در مطالعات بعدی با ورود سطوح کلان سرمایه اجتماعی (مانند اعتماد نهادی) به جریان تحقیقات مواجهیم (عباسزاده و همکاران، 1393؛ داراییزاده، 1393).
دومین دلیل به شیوع کووید-19 برمیگردد. مطابق با بررسیهای تجربی صورت گرفته، رفتارهای سلامتمحور همواره به عنوان یک متغیر واسط و میانجی در رابطه بین سرمایه اجتماعی و سلامت جسمی و روانی در نظر گرفته میشود (نیمنن، 2013). این امر اگرچه به تأثیر باواسطه سرمایه اجتماعی بر سلامت فرد تأکید دارد، اما میتوان آن را به عنوان شبکهای از ارتباطات متقابل در نظر گرفت. به طوری که با تهدید سلامت جسمی و روانی فرد توسط کووید-19 (به مثابه یک عامل مؤثر بیرونی)، گرایش به تعاملات با خانواده و دریافت انواع حمایتهای خانوادگی برای کاهش اضطراب ناشی از بیماری و بالابردن آگاهیها جهت مقابله با این بیماری نوپدید افزایش یافته و به ارتقاء سطح سرمایه اجتماعی در سطح خانواده منجر میشود (تاتارکو، جورچک و بوئنکه[28]، 2022). موضوعی که میتواند به عنوان علتی در افزایش اندازه اثر رابطه بین سرمایه اجتماعی و رفتارهای سلامتمحور در فاصله سالهای 1399 تا 1402 نسبت به دورههای قبل در نظر گرفته شود.
موقعیت جغرافیایی انجام پژوهشها نیز از متغیرهایی به شمار میرود که میتواند به مانند یک تعدیلگر عمل کند. یافتهها بیانگر آن بودند که اندازه اثر سرمایه اجتماعی بر رفتارهای سلامتمحور در شش مطالعهای که در منطقه شمال غرب کشور (به ویژه شهرهای تبریز و ارومیه) انجام شدهاند، به طور معناداری بزرگتر از سایر مناطق جغرافیایی بودهاند (508/0). کمترین اندازه اثر به منطقه مرکزی کشور (تهران، البرز و اصفهان) با تعداد نه تحقیق اختصاص داشته است (325/0). این نتیجه گویای آن است که فارغ از سایر عوامل، موقعیت جغرافیایی میتواند به عنوان یک تعدیلگر قوی ظاهر شود.
سومین متغیر تعدیلگری که در این فراتحلیل مورد شناسایی قرار گرفت، جامعه آماری پژوهشها بود. به طور کلی، جامعه آماری مطالعات مورد بررسی معطوف به چهار گروه دانشآموزان و دانشجویان، زنان، شهروندان، سالمندان و جوانان میشد. نتایج حاکی از آن بود که با وجود آنکه تنها چهار پژوهش جامعه دانشآموزان و دانشجویان را مد نظر خود قرار دادهاند، اما بیشترین اندازه اثر ترکیبی در رابطه بین دو متغیر اصلی را از آن خود کردهاند (611/0). لازم به ذکر است که اگرچه میتوان تمامی جوامع آماری تحقیقات را ذیل گروه شهروندان قرار داد، اما ویژگی هریک از این گروهها است که میتواند بیشتر مورد توجه قرار گیرد. به طوری که دانشآموزان و دانشجویان به واسطه مواجهه با اطلاعات سلامت و احتمال برخورداری از سطح سواد سلامت بالاتر، پایبندی بیشتری نسبت به رفتارهای مبتنی بر سلامت داشته باشند.
متغیر تعدیلگر چهارم، شیوههای نمونهگیری مختلف در پژوهشها است. در اینجا فرض بر آن بوده که حتی یک عامل روشی نظیر شیوه نمونهگیری نیز میتواند منبع ناهمگنی میان مطالعات را تبیین نماید. مبتنی بر نتایج تحلیل تعدیلگری، با وجود آنکه تنها یک تحقیق از شیوه نمونهگیری سهمیهای در جمعآوری دادههای تجربی استفاده نموده (اکبرپور، 1400)، اما از اندازه اثر بالاتری نسبت به سایر شیوهها برخوردار بوده است (581/0). در توضیح این یافته میتوان به خصلت ناشناخته ماندن پاسخگو در شیوه نمونهگیری سهمیهای نسبت به سایر شیوهها اشاره نمود. از این رو، استفاده از این روش در سنجش متغیرهایی که تحت تأثیر فشارهای هنجاری و الزامات اجتماعی و فرهنگی در جوامع آماری گوناگون قرار دارند (نظیر سرمایه اجتماعی) میتواند اُریب ناشی از نمونهگیری را کاهش داده و به عنوان ملاک برتری شیوه نمونهگیری سهمیهای در نظر گرفته شود.
یافتههای حاصل از تحلیل تعدیلگری نشان میدهد که دو متغیر زمینهای جنس و سن نیز میتوانند به عنوان منبع و منشا ناهمگنی پژوهشها به شمار آیند. نتایج حاکی از آن است که پنج پژوهش با تمرکز بر جامعه آماری زنان توانستهاند اندازه اثر بزرگتری (485/0) نسبت به سایر تحقیقات داشته باشند. به این معنا که رابطه بین سرمایه اجتماعی و رفتارهای سلامتمحور در میان زنان قویتر از زمانی است که هر دو جنس در نظر گرفته میشوند. به عبارت دیگر، هرچه تحقیقات با دقت بیشتری به مطالعه رفتارهای سلامتمحور در بین زنان و مردان بپردازند، میتوان انتظار داشت که از توان تبیینکنندگی بالاتری برخوردار شوند.
سرانجام، بررسی متغیر سن نشان داد که این متغیر نیز میتواند به عنوان یک تعدیلگر در رابطه بین سرمایه اجتماعی و رفتارهای سلامتمحور به شمار آمده و یکی از منابع ناهمگنی بین مطالعات قلمداد شود. بر این اساس، پاسخگویان پانزده مطالعه در سنین کمتر از 29 سال بودهاند و بزرگترین اندازه اثر را به خود اختصاص دادهاند (441/0). در حالی که سنین بالای پنجاه سال کمترین اندازه اثر را داشتهاند (357/0). از این رو، میتوان نتیجه گرفت که رابطه بین سرمایه اجتماعی و رفتارهای سلامتمحور جوانان قویتر از سایر گروههای سنی است. در تبیین این امر میتوان به گسترش سرمایه اجتماعی به فضاهای مجازی اشاره نمود. به طوری که امروزه با گسترش شبکههای اجتماعی مجازی و گسترش تعاملات کاربران جوان که اکثراً دارای تحصیلات دانشگاهی هستند (مبتنی بر متغیر تعدیلگر جامعه آماری) با یکدیگر، میتوان انتظار داشت که سطح آگاهیها و سواد سلامت الکترونیک آنها ارتقاء یافته و در نهایت به رفتارهای سلامتمحور آنها بیانجامد.
در مجموع، علاوه بر آنکه مطالعه مروری حاضر نتایج مرور نظاممند (کیانی، تاکیان، فرزادفر، رضایی و زندیان[29]، 2023) و فراتحلیل (واحدیان و همکاران، 1400) درمورد رفتارها و سبک زندگی سلامتمحور در ایران را مورد تأیید مجدد قرار میدهد، به شکلی دقیقتر به تبیین منبع ناهمگنی میان تحقیقات توسط شش متغیر تعدیلگر مذکور میپردازد. موضوعی که تا پیش از این و با تمرکز بر دو متغیر سرمایه اجتماعی و رفتارهای مبتنی بر سلامت انجام نشده بود.
مطابق با یافتههای این فراتحلیل، علاوه بر معناداری اندازه اثر رابطه بین سرمایه اجتماعی و رفتارهای سلامتمحور فرض، ناهمگنی میان 26 مطالعه تأیید شده و منبع این ناهمگنی توسط شش متغیر تعدیلگر از جمله سال انتشار، موقعیت جغرافیایی، جامعه آماری، شیوه نمونهگیری، جنس و سن پاسخگویان تبیین شده است. از محدودیتهای این پژوهش میتوان به از دست رفتن بسیاری از پژوهشها (59 مورد) به سبب عدم مطابقت آنها با معیارهای شمول اشاره نمود. بهعلاوه از طرحهای پژوهشی (بهویژه طرحهای درونسازمانی)، به جهت عدم دسترسی به متن کامل آنها، در فراتحلیل استفاده نشده است. همچنین، مبتنی بر نتایج این فراتحلیل، پیشنهاد میشود تا پژوهشهای آتی با توجه بیشتری نسبت به مفهوم سرمایه اجتماعی و نقش آن در پایبندی در رفتارهای مبتنی بر سلامت و سبک زندگی سلامت انجام شوند. در این مورد دقت در مواردی چون پرداختن به وجه ساختاری و کلان سرمایه اجتماعی در تحقیقات، توجه به موقعیت جغرافیایی و به ویژه بافت و زمینه اجتماعی و فرهنگی جامعه آماری، انتخاب شیوه نمونهگیری متناسب با گروه پاسخگویان و تمرکز بر جنسیت پاسخگویان از اهمیت بیشتری برخوردار است. همسو با این پیشنهاد، ضرورت دارد تا سازمانها و مؤسسات مرتبط با امر سلامت تمرکز بیشتری بر افزایش سرمایه اجتماعی مرتبط با حفظ و ارتقاء سلامت (همچون اعتماد به نهادهای پزشکی و درمانی) و زمینه بهرهمندی شهروندان از امکانات و خدمات سلامت را فراهم آورند.
[1]. Institute for Health Metrics and Evaluation (IHME)
[2]. Health-related behaviors
[3]. Lifestyle
[4]. Chikwere & Iddrisu
[5]. Health behaviors
[6]. Self-managed health behaviors
[7]. Conner & Norman
[8]. Cockerham
[9]. Social Capital
[10]. Robert Putnam
[11]. Nieminen, Prättälä, Martelin, Härkänen, Hyyppä, Alanen, & Koskinen
[12]. Kawachi
[13]. Berkman
[14]. Antonacci, Haardörfer, Hermstad, Mayo-Gamble, Jacob Arriola, & Kegler
[15]. Chen, Zhang, Cui, Wang, Zhao, Wang, & Yu
[16]. Xue, Reed, & Menclova
[18]. Ellis
[21]. Wolf
[22]. Hunter & Schmidt
[23]. Cohen
[24]. عنوان کامل تمامی پژوهشها در بخش منابع پایانی آورده شده است.
[26]. در این آزمون، مقدار صفر دال بر نبود رابطه بین اندازه اثر و دقت است و انحراف از صفر، حکایت از وجود رابطه دارد.
[27]. بر مبنای معیار کوهن، ضریب همبستگی 1/0 برابر با اندازه اثر در سطح پایین؛ ضریب همبستگی 3/0 برابر با اندازه اثر در سطح متوسط و ضریب همبستگی 5/0 برابر با اندازه اثر در سطح زیاد تفسیر میشود
[28]. Tatarko, Jurcik, & Boehnke
[29]. Kiani, Takian, Farzadfar, Rezaei & Zandian
