¹ Entrambe le interpretazioni politiche si trovano ad esempio in Galli, G., Referendum e sistema politico italiano , in ≪ Il Mulino ≫, XXIII (1974), n. 233, pp. 396–409. Galli propende nettamente per la prima, ma riconosce che anche la seconda ≪ è un discorso serio ≫ (p. 405). Vicino alla seconda tesi è Petracca, O., Il cifrario del referendum, in ≪ Biblioteca della libertà ≫, XI (1974), n. 2, pp. 11–20.Google Scholar

² Ringrazio i proff. Samuel H. Barnes, Giacomo Sani e Alberto Spreafico per avermi consentito il piú ampio accesso ai loro dati, e l'Inter-University Consortium for Political Research per avermi concesso il tempomacchina necessario per analizzare i dati con il linguaggio interattivo MIDAS. Ringrazio inoltre il dr. Lorenzo Signorelli dell'Ufficio elettorale del Comune di Firenze, e i dr. Enzo Bargiacchi, Giuliano Bianchi, Andrea Bucciarelli, Gabriella Ferrari e Mario Gabelli del Dipartimento statistico della Regione Toscana per il cortese aiuto prestato nella raccolta dei dati elettorali. I dati di origine survey sono stati analizzati durante un soggiorno presso l'Università del Michigan ad Ann Arbor, che è stato reso possibile dalla Commission for Educational and Cultural Exchange Between Italy and the United States e dal Centro Studi di Politica Comparata di Firenze. Ringrazio infine i proff. Domenico Fisichella e Giovanni Sartori per gli utili consigli in fase di stesura del testo.Google Scholar

³ Due sondaggi riguardano campioni rappresentativi degli elettori italiani. Il primo è stato intervistato nell'estate del 1968 dal C.I.S.E.R. per conto di Samuel Barnes; il secondo nell'estate del 1972 dalla Fieldwork per conto di Samuel Barnes e Giacomo Sani. Il terzo sondaggio riguarda un campione di consiglieri comunali dei tre maggiori partiti, intervistato nella primavera del 1968 per conto di Samuel Barnes e Alberto Spreafico. Vedi Barnes, S. H., Modelli spaziali e l'identificazione partitica dell'elettore italiano , in ≪ Rivista Italiana di Scienza Politica ≫, I (1971), pp. 123–143; Barnes, S. H. e Pierce, R., Le preferenze politiche degli italiani e dei francesi, ibi, II (1972), pp. 335–352; Sani, G., Fattori determinanti delle preferenze partitiche in Italia, ibi, III (1973), pp. 129–143; Barnes, S. H. e Farah, B., Rappresentanti e circoscrizioni in Italia e Germania, ibi, III (1973), pp. 337–354; Sani, G., Canali di comunicazione politica e influenza dell'elettorato, ibi, IV (1974), pp. 371–386. I consiglieri comunali interrogati da Barnes e Spreafico (sigla BS nelle tabelle) sono 382. Il campione interrogato da Barnes nel '68 (B68) è di 2500 elettori, e quello di Barnes e Sani nel 72 (B72) di 1841 elettori.Google Scholar

⁴ Tre di questi sondaggi sono opera della Doxa, e sono stati effettuati nel giugno 1970 (2020 italiani al di sopra dei 16 anni, Do70 nelle tabelle di questo articolo), nel febbraio 1972 (2009 italiani al di sopra dei 16 anni, Do72 nelle tabelle di questo articolo) e nel marzo 1974 (1983 italiani al di sopra dei 15 anni, Do74). Vedi ≪ Bollettino Doxa ≫ anno 24 n. 17–18, anno 26 n. 5–6, anno 28 n. 9. Altri due sondaggi sono stati effettuati dalla Demoskopea nel novembre 1971 (2333 italiani al di sopra dei 16 anni, De71) e nel gennaio 1974 (1110 italiani al di sopra dei 16 anni, De73). Vedi ≪ Ricerche demoscopiche ≫, IV n. 2 e VI n. 1.Google Scholar

⁵ Le informazioni erano insufficienti in quanto non è stato fornito il numero di persone che ricadeva in ciascuna delle categorie in cui era diviso il campione (i cosiddetti ≪ marginali ≫). La cosa riguarda i campioni intervistati dalla Doxa nel febbraio 1969 (2019 italiani al di sopra dei 16 anni, Do69 nelle tabelle di questo articolo), nel febbraio 1971 (≪ oltre mille ≫ italiani al di sopra dei 16 anni, Do71) e nell'inverno 1973–1974 (1832 elettori, Do73), e il campione di 1700 elettori intervistato dalla Demoskopea nell'aprile 1974 (De74). Vedi ≪ Bollettino Doxa ≫, anno 23 n. 4–5, anno 25 n. 8–9, ≪ Panorama ≫ XII (7 febbraio 1974), ≪ Ricerche Demoscopiche ≫ VI n. 2. Ho inoltre utilizzato un sondaggio della Demoskopea che riguarda solo parzialmente il divorzio (2525 elettori intervistati nella primavera del 1970, De70); vedi ≪ Ricerche Demoscopiche ≫ III, n. 4.Google Scholar

⁶ Non tutti i campioni includono le classi di età (coorti) fra i 16 e i 21, che quindi devono essere eliminate, per comparabilità, anche negli altri. Ciò non sempre è possibile, perché i minori di 21 anni non sono considerati a sé o non ne viene comunicato il numero. Figure e tabelle, pertanto, riportano i dati riferiti ai soli elettori ogni volta che è possibile; i casi diversi sono segnalati.Google Scholar

⁷ Il testo della domanda nei sondaggi Doxa è ≪ Se lei fosse chiamato a votare (dopo l'approvazione: avesse dovuto votare) una legge istituente il divorzio in Italia, crede che voterebbe (avrebbe votato) a favore o contro? ≫ Cosí anche in De71. Nei sondaggi di Barnes e in De70 la domanda è: ≪ Bisogna approvare (lasciare in vigore) la legge sul divorzio? ≫.Google Scholar

⁸ Si dice prompting il modo in cui l'intervistatore sollecita una risposta da chi non la fornisce immediatamente e spontaneamente. Per i testi delle domande vedi nota 7.Google Scholar

⁹ Per coorte (cohort) si intende l'insieme degli individui nati nello stesso periodo, che può essere un anno, un lustro, e cosí via. L'utilità euristica di questo concetto si è andata affermando negli ultimi anni; per un'introduzione al problema, vedi Ryder, N. B., The Cohort As A Concept in the Study of Social Change , in ≪ American Sociological Review ≫ XXX (1965), pp. 843–861; Evan, W. M., Cohort Analysis of Survey Data, in ≪ Public Opinion Quarterly ≫, XXIII (1959), pp. 63–72.Google Scholar

¹⁰ Per l'esattezza, una volta 4,3%, tre volte 4,4%, una volta 5,5%.Google Scholar

¹¹ Per l'esattezza, circa 26,4 nel 1970 (la misura è approssimativa essendo stimata) e 26,7 nel 1972.Google Scholar

¹² Si dice panel una serie di sondaggi che intervistano sempre le stesse persone e quindi ricostruiscono con sicurezza i loro cambiamenti di opinione. La procedura fu iniziata da Lazarsfeld nel 1940, ma non si è molto diffusa a causa del suo alto costo. Una recente rassegna degli aspetti tecnici è Wiggins, L. M., Panel Analysis , Amsterdam, Elsevier, 1973. Le residue difficoltà metodologiche sono messe magistralmente in luce da Converse, P., Attitudes and Non-attitudes: Continuation of a Dialogue , in Tufte, E., (ed.), The Quantitative Analysis of Social Problems, Reading, Addison-Wesley, 1970, pp. 168–189.Google Scholar

¹³ Le domande poste dalla Demoskopea nel novembre '71 (De71) e dalla Doxa nel febbraio 72 (Do72) erano uguali alla lettera; tuttavia i risultati differivano di 26,7 punti di percentuale. Nel 1970 le domande erano formalmente diverse (vedi nota 7) e si è avuto lo stesso divario.Google Scholar

¹⁴ L'osservazione non riguarda naturalmente i sondaggi di Barnes (B68) e di Barnes e Sani (B72), i cui dati ho esaminato direttamente.Google Scholar

¹⁵ Per ragioni di costo, di comparabilità, e cosí via. Naturalmente, la lista viene mutata per motivi legati alla natura dell'indagine, oppure quando ci si rende conto che la sua rappresentatività è troppo deperita per effetto di mutamenti socio-demografici.Google Scholar

¹⁶ Oltre alla Doxa, il C.I.S.E.R. e la Fieldwork, che hanno eseguito le interviste per le due ricerche di Barnes e Sani. Rispetto a queste indagini, quindi, sembra ingiustificata l'ipotesi di una sovra-rappresentazione della popolazione urbana fra i rispondenti, avanzata da Parisi, A., Questione cattolica e referendum: l'inizio di una fine , in ≪ Il Mulino ≫ XXIII (1974), n. 233, pp. 410–438 a p. 416.Google Scholar

¹⁷ Fattore viene qui impiegato nel senso proprio della factor analysis. Cioè: modernizzazione significa gente piú istruita, piú informata, piú attiva politi camente e piú giovane (infatti a emigrare dalle aree meno modernizzate sono di preferenza i giovani). Istruzione, informazione, interesse politico e giovane età sono tutte variabili collegate a un atteggiamento favorevole verso il divorzio.Google Scholar

¹⁸ Luzzatto Fegiz, P., Un nuovo sondaggio sul divorzio , in ≪ Bollettino Doxa ≫, anno 24, n. 17–18 a p. 226.Google Scholar

¹⁹ Vedi tavola riportata da Luzzatto Fegiz, P., loc. cit. Google Scholar

²⁰ Anche A. Parisi rileva che lo spartiacque coincide con l'approvazione della legge, e ne trae motivo di ≪ riflessione sul ruolo della classe politica e delle istituzioni nei processi di cambiamento sociale ≫: op. cit. , p. 436.Google Scholar

²¹ Vedi ≪ Bollettino Doxa ≫ anno 23, n. 4–5, p. 33.Google Scholar

²² Ipotesi piú che legittima, nel breve periodo e in mancanza di prove contrarie.Google Scholar

²³ Un'altra indicazione in tal senso è fornita dal confronto della distribuzione per età dei vari campioni con quella del paese, riportato qualche pagina addietro. I campioni della Demoskopea risultano ≪ piú giovani ≫ della media nazionale, gli altri ≪ piú anziani ≫.Google Scholar

²⁴ Vedi ≪ Bollettino Doxa ≫, anno 28, n. 10, pag. 91; ≪ Ricerche Demoscopiche ≫, VI, n. 2, pp. 1–3.Google Scholar

²⁵ ≪ Ricerche Demoscopiche ≫ VI, n. 2, p. 31.Google Scholar

²⁶ La Doxa ha pubblicato dati sulla distribuzione per età, sesso, livello di istruzione e grandi aree (Nord-Ovest, Nord-Est, Centro e Sud) del suo campione del '74; da essi non emergono differenze sostanziali con il campione del 1972. Manca però ogni informazione sulle dimensioni del comune di residenza, che potrebbe essere la variabile cruciale. La Demoskopea non ha fornito dati sulla distribuzione del suo campione nel '74.Google Scholar

²⁷ Sotto l'etichetta di ≪ deferenza ≫ intendo alludere tanto a sentimenti razionali di rispetto per la funzione legislativa quanto a sentimenti irrazionali di inferiorità verso ogni manifestazione di volontà dell'establishment. Google Scholar

²⁸ ≪ Bollettino Doxa ≫ anno 24, n. 17–18, p. 224.Google Scholar

²⁹ Scegliendo naturalmente un punto di dicotomizzazione adottato dal maggior numero possibile di sondaggi, e che nel contempo divida i campioni in due metà il piú possibile bilanciate.Google Scholar

³⁰ Per sampling error si intendono le differenze piú o meno grandi che, malgrado l'estrazione casuale, rimangono fra le caratteristiche di ogni campione e quelle dell'universo, e quindi degli altri campioni.Google Scholar

³¹ L'equivalenza è dimostrata da Alker, H. R., Mathematics and Politics , New York, Macmillan, 1968 ² , p. 88, e da MacRae, D., Issues and Parties in Legislative Voting, New York, Harper & Row, 1970, pp. 46–47.Google Scholar

³² Il fatto di far coincidere b con la casella con il minor numero di casi (ruotando la tavola a doppia entrata) non è illegittimo perché ϕ', come ϕ e come r, è una misura simmetrica: vedi MacRae, D., op. cit. , pp. 47–48, e Cureton, E. F., Note on ϕ/ϕ max, ≪ Psychometrika ≫, XXIV (1959), pp. 89–91.Google Scholar

³³ Vedi ad es. Franklin, M. N. e Handley, D. H., Daedal , University of Edinburgh, 1973, p. 116.Google Scholar

³⁴ Sulle donne piú giovani agisce però anche un processo di secolarizzazione che sarà esaminato tra breve, nella sezione dedicata ai gruppi di età.Google Scholar

³⁵ Ad esempio, nel campione Doxa del 72: 66,6% di favorevoli al divorzio nella coorte 16-21 anni, 57,7% in quella 21–35 anni; nel campione Demoskopea del 71: 68% di favorevoli nella coorte 16–21 anni, 64% in quella 21–35 anni.Google Scholar

³⁶ Solo nel campione Demoskopea del 71 la categoria di quelli che frequentano piú volte alla settimana era riportata separatamente, ma costituiva solo un quindicesimo del campione; quindi non era il caso di calcolare una misura di associazione, che avrebbe assunto valori alti ma statisticamente poco significativi.Google Scholar

³⁷ Vedi la nota 3 per le sue caratteristiche.Google Scholar

³⁸ Per maggiori particolari sulla stepwise regression, si veda Alker, H. R., Statistics and Politics: The Need for Causal Data Analysis , in Lipset, S. M., (ed.), Politics and the Social Sciences , New York, Oxford Univ. Press, 1969, pp. 244–313.Google Scholar

³⁹ Alla religiosità non si è fatto accenno nelle analisi precedenti perché essa non era contemplata nei sondaggi Doxa o Demoskopea. La Demoskopea ha posto in genere domande sulla frequenza alla messa; i due fenomeni però sembrano non coincidere, altrimenti le due variabili non comparirebbero entrambe in alcune equazioni di regressione.Google Scholar

⁴⁰ Per maggiori particolari, vedi un qualsiasi testo di statistica; ad esempio Blalock, H. M., Statistica per la ricerca sociale , Bologna, Il Mulino, 1970 ² , pp. 555–561.Google Scholar

⁴¹ I cultori di statistica sapranno dell'esistenza di un approccio alternativo, cioè l'inserimento delle regioni, come dummy variables, nell'equazione generale. A parte ogni considerazione sulla sua macchinosità, ho sempre trovato difficile dare un'interpretazione sostanziale ai risultati di tale procedimento. Sulle dummy variables, vedi Suits, D. B., Use of Dummy Variables in Regression Equations , in ≪ Journal of the American Statistical Association ≫, LII (1957), pp. 548–551.Google Scholar

⁴² In caso contrario, dato il ridotto numero dei casi, si includerebbero anche coefficienti statisticamente poco significativi.Google Scholar

⁴³ O quanto meno il fatto che le dichiarazioni degli intervistati circa il proprio reddito sono cosí inattendibili che la variabile è del tutto fasulla.Google Scholar

⁴⁴ Ciò, come si è visto, è dovuto alla necessità di non suddividere troppo il campione.Google Scholar

⁴⁵ Come nel caso della figura 1, atteggiamenti decisi e atteggiamenti possibilisti sono stati unificati, per le ragioni esposte in quella occasione.Google Scholar

⁴⁶ I simpatizzanti liberali in Do74 sono 35, negli altri campioni da 50 a 80. Quelli del MSI sono 44 in Do74, da 70 a 170 negli altri campioni.Google Scholar

⁴⁷ Il 20% dei consiglieri comunali DC intervistati si dichiara d'accordo con l'affermazione ≪ È necessario introdurre il divorzio nella legislazione italiana ≫ (siamo nel '68 e la legge non è stata ancora approvata).Google Scholar

⁴⁸ Vedi la tabella 2.Google Scholar

⁴⁹ Pedrazzi, L., DC e gerarchia prima e dopo il 12 maggio , in ≪ Il Mulino ≫ XXIII (1974), pp. 439–452.Google Scholar

⁵⁰ I due partiti erano unificati, e l'indagine B68 non distingue in alcun modo fra i due gruppi.Google Scholar

⁵¹ Nella tabella 4, per il 1972, i loro seguaci sono uniti a liberali e repubblicani nel gruppo ≪ Centro laico ≫.Google Scholar

⁵² Infatti, essendo la frequenza alla messa generalmente alta, la variabile ha ≪ poca varianza ≫ e finisce per somigliare a una costante.Google Scholar

⁵³ Questa ≪ vischiosità ≫ non è imputabile per intero alle donne comuniste. Infatti, un'analisi separata di questo gruppo mostra che la relazione fra frequenza alla messa e atteggiamento sul divorzio cade da .362 nel '68 a .243 nel 72. Cioè una riduzione del 33%, non troppo inferiore a quella di maschi e femmine insieme.Google Scholar

⁵⁴ Cioè solo il 22,6% dichiarava di averne sentito parlare in Chiesa o da religiosi.Google Scholar

⁵⁵ Parisi, A., op. cit. , p. 425. Parisi fornisce solo quest'ultima spiegazione, il che — se è intenzionale — mi sembra riduttivo.Google Scholar

⁵⁶ Su ogni riga, quello che manca al 100% è costituito da ≪ Non so ≫.Google Scholar

⁵⁷ In una indagine del 1964, la domanda più grezza in quanto dicotomica (≪ La Chiesa deve interessarsi di politica? ≫) aveva raccolto il 73% di no, 13% di sí, 14% di ≪ non so ≫. Vedi Burgalassi, S., Il comportamento religioso degli italiani , Firenze, Vallecchi, 1968, p. 340.Google Scholar

⁵⁸ Al quale rinvio per l'illustrazione di tutti gli aspetti tecnici.Google Scholar

⁵⁹ Burgalassi, Secondo S., op. cit. , p. 27, non solo le regioni ≪ rosse ≫, ma anche il Lazio è caratterizzato da bassa pratica religiosa.Google Scholar

⁶⁰ Infatti gli alti scostamenti relativi alle province popolose, elevati al quadrato, avrebbero completamente ≪ inghiottito ≫ gli effetti di tutte le altre province.Google Scholar

⁶¹ Il ragionamento vale anche se i voti sono espressi in percentuale sui voti totali. Non bisogna infatti confondere fra la percentuale del voto totale, e la percentuale dei propri voti.Google Scholar

⁶² Infatti il ≪ resto di provincia ≫ dove i partiti antidivorzisti raccolgono la percentuale piú bassa nel 1972 è Siena: 25,91%.Google Scholar

⁶³ La casistica è in realtà molto sottile e complicata, e non è possibile esaminarla qui. Vedi Blalock, H. M., Causal Inferences in Nonexperimental Research , Chapel Hill, Univ. of North Carolina Press, 1964 ² , pp. 102–108, e Hannan, M. T., Aggregation and Disaggregation in Sociology, Lexington, Heath, 1971.Google Scholar

⁶⁴ Sul problema dell'inferenza da un livello all'altro, vedi la rassegna di Shively, W. P., ≪ Ecological ≫ Inference: The Use of Aggregate Data to Study Individuals , in ≪ American Political Science Review ≫ LXIII (1969), pp. 1183–1196.Google Scholar

⁶⁵ I panels (interviste dello stesso campione ripetute nel tempo) hanno invariabilmente riscontrato che l'elettore muta, nel corso della campagna, molte delle sue opinioni se sono in contrasto con quelle del partito. Vedi per tutti Wiggins, L. M., op. cit. , pp. 176 ss.Google Scholar

⁶⁶ Vedi ad esempio le aree costruite sulla base dei risultati elettorali dal 1946 al 1963 in Capecchi, V., et al., Il comportamento elettorale in Italia , Bologna, Il Mulino, 1968.Google Scholar

⁶⁷ Linee immaginarie, da non confondersi con i segmenti che compaiono sul grafico.Google Scholar

⁶⁸ Forlí e Reggio Emilia, dove i sí sono piú numerosi di quanto ≪ previsto ≫ dalla inclinazione del segmento. Leonardi, R., Un'analisi del ≪ sí ≫ in Emilia-Romagna , in ≪ Il Mulino ≫ XXIII (1914), pp. 453–468, ne attribuisce le cause alla migliore capacità di mobilitazione degli antidivorzisti nei comuni di collina del forlivese e nei comuni di pianura e montagna del reggiano .Google Scholar

⁶⁹ Vedi Leonardi, R., op. cit. , p. 460, e Pedrazzi, L., op. cit., p. 440.Google Scholar

⁷⁰ Vedi Leonardi, R., op. cit. , pp. 458–465.Google Scholar

⁷¹ Ibi , p. 453.Google Scholar

⁷² Vedi Burgalassi, S., op. cit. , pp. 50–51, 55, 114–115, 122, 170–172.Google Scholar

⁷³ Le percentuali del sí sono: 22,3% nell'intera provincia, 21,7% nel capoluogo, 22,9% nel resto.Google Scholar

⁷⁴ Punti Ao, At, Cu, Im nella figura 3.Google Scholar

⁷⁵ Vedi I valori difficili , Milano, Bompiani, in corso di pubblicazione, ultimo capitolo.Google Scholar

⁷⁶ Il M.S.I. ha sempre raccolto bassissime percentuali nelle due province.Google Scholar

⁷⁷ Guadagnini, M. Olagnero, M., Ipotesi di lettura dei risultati del referendum , in ≪ Biblioteca della libertà ≫ XI (1974), n. 49–50, pp. 137–154 a p. 138.Google Scholar

⁷⁸ Vedi i dati riportati da Burgalassi, S., op. cit. , p. 313.Google Scholar

⁷⁹ Invece nella provincia di Bolzano, che non compare nel grafico per l'atteggiamento neutrale assunto dalla SVP, il marcato divorzismo del capoluogo è bilanciato dall'antidivorzismo altrettanto netto degli altri comuni.Google Scholar

⁸⁰ Vedi Burgalassi, S., op. cit. , pp. 46 e 313.Google Scholar

⁸¹ Pedrazzi, L., op. cit. , p. 442.Google Scholar

⁸² Burgalassi, S., op. cit., cartina a p. 46.Google Scholar

⁸³ Guadagnini, M. e Olagnero, M., op. cit. , p. 152, in base a vari indicatori collocano la provincia di Rovigo fra le zone agricole sottosviluppate.Google Scholar

⁸⁴ Si richiama l'attenzione sul fatto che nella figura 5 l'ascissa parte da 45%, l'ordinata da 30%. La bisettrice è quindi spostata in alto, in quanto parte dal luogo ove anche l'ordinata è 45%.Google Scholar

⁸⁵ Vedi Burgalassi, S., op. cit. , p. 51.Google Scholar

⁸⁶ Ibi , pp. 27 e 51.Google Scholar

⁸⁷ La provincia di Caserta non ha porti e si può dire a tutti gli effetti una provincia interna, anche se tocca il litorale.Google Scholar

⁸⁸ A Matera il sí perde anche nell'insieme dei comuni non-capoluogo (3,3 punti di percentuale).Google Scholar

⁸⁹ A Catania, 30,6% dei voti al MSI nel 72, 27,2% di perdita antidivorzista; a Siracusa, 20,7% dei voti al MSI nel 72, 25,5% di perdita antidivorzista.Google Scholar

⁹⁰ Fra i simpatizzanti per il MSI si è trovato infatti un'alta correlazione positiva fra reddito e favore per il divorzio: vedi tab. 4.Google Scholar

⁹¹ Vedi Bianchi, G. e Gabelli, M., Il referendum del 12 maggio 1974 in Toscana , pubbl. a cura della Giunta Regionale Toscana, pp. 12–15.Google Scholar

⁹² Bianchi, G. e Gabelli, R., op. cit. , p. 15.Google Scholar

⁹³ Sezioni dove il sí perde oltre il 32%, tra il 24% e il 30%, tra il 17% e il 23%, meno del 16%.Google Scholar

⁹⁴ Vedi le opere citate sopra, alle note 49 e 68. Tullio-Altan, C., op. cit., giunge peraltro a conclusioni diverse da quelle di Leonardi analizzando il voto dei quartieri bolognesi.Google Scholar

⁹⁵ A. Parisi, op. cit. , pp. 427–429.Google Scholar