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FATTORI DETERMINANTI DELLE PREFERENZE PARTITICHE IN ITALIA

Published online by Cambridge University Press:  14 June 2016

Giacomo Sani
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Introduzione

Nell'interpretare la distribuzione delle preferenze politiche dell'elettorato italiano nel secondo dopoguerra, sono stati comunemente utilizzati, anche in funzione della natura dei dati usati, tre diversi gruppi di variabili. Alcuni studiosi, seguendo una ben affermata tradizione di sociologia politica, hanno sottolineato il ruolo dei fattori socio-economici, sia a livello individuale che a quello ecologico. Altri hanno dato risalto all'esistenza di tradizioni politiche profondamente radicate e alla continuità delle sub-culture politiche esistenti nelle diverse zone del paese. Infine, in alcune opere più recenti le preferenze politiche sono state messe in relazione con un altro gruppo di variabili strutturali, e cioè i circuiti di comunicazione direttamente o indirettamente collegati e ispirati a questa o quella organizzazione politica.

Type
Ricerche
Information
Italian Political Science Review / Rivista Italiana di Scienza Politica , Volume 3 , Issue 1 , April 1973 , pp. 129 - 143
Copyright
Copyright © Società Italiana di Scienza Politica 

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References

1. Vedi ad esempio Poggi, G., Le preferenze politiche degli italiani, Bologna, Il Mulino, 1968; Dogan, M., La stratificazione sociale dei suffragi , in Spreafico, A. e LaPalombara, J., (eds.), Elezioni e comportamento politico in Italia, Milano, Comunità, 1963, pp. 407–474; LaPalombara, J., L'orientamento politico della gioventú, ibidem , pp. 495–516; Tarrow, S., Sviluppo economico e trasformazioni del sistema partitico italiano, in ≪ Quaderni di Sociologia ≫, XVII (1968), pp. 370–395; Hazelrigg, L. E., Religious and Class Bases of Political Conflict in Italy, in ≪ American Journal of Sociology ≫, LXXV (1970), pp. 496–511.Google Scholar

2. Una particolare attenzione alle tradizioni politiche, in aggiunta all'analisi dell'influenza delle variabili socio-economiche, viene prestata nello studio di Capecchi, V., et al., Il comportamento elettorale in Italia, Bologna, Il Mulino, 1968. Vedi anche Braga, G., Il comunismo fra gli italiani, Milano, Comunità, 1956.Google Scholar

3. Vedi in particolare Sartori, G., Alla ricerca della sociologia politica , in ≪ Rassegna Italiana di Sociologia ≫, IX (1968), pp. 597–639; Barnes, S. H., Religion and Class in Italian Electoral Behavior , in Rose, R., (ed.), Comparative Electoral Behavior: An Introduction, New York, Free Press, in corso di pubblicazione; Galli, G., L'influenza dell'organizzazione partitica sul voto, in ≪ Rassegna Italiana di Sociologia ≫, XIII (1972), pp. 149–169.Google Scholar

4. Vedi Barnes, S. H., Modelli spaziali e l'identificazione partitica dell'elettore italiano , in ≪ Rivista Italiana di Scienza Politica ≫, I (1971), pp. 123–143; The Legacy of Fascism, in ≪ Comparative Political Studies ≫, V (1972), pp. 41–58; Barnes, S. H. e Pierce, R., Le preferenze politiche degli italiani e dei francesi, in ≪ Rivista Italiana di Scienza Politica ≫, II (1972), pp. 335–352.Google Scholar

5. Lo studio, finanziato dal Consiglio Nazionale delle Ricerche, era diretto da Giovanni Sartori, e condotto da ricercatori della facoltà di Scienze politiche di Firenze e dell'Istituto Carlo Cattaneo di Bologna. Alcuni risultati sono riportati in Sani, G., Alcuni dati sul ricambio della dirigenza politica nazionale in Italia , in ≪ Rassegna Italiana di Sociologia ≫, VIII (1967), pp. 126–142; Bettin, G., Partito e comunità locale, Bologna, Il Mulino, 1970; Galli, G., Il difficile governo, Bologna, Il Mulino, 1972; Sani, G., Profilo dei dirigenti di partito, in ≪ Rassegna Italiana di Sociologia ≫, XIII (1972), pp. 117–148; Galli, G., L'influenza dell'organizzazione partitica sul voto, cit.Google Scholar

6. Per una rassegna delle caratteristiche tecniche, delle potenzialità e delle limitazioni della Path analysis, vedi Blalock, H. M., (ed.), Causal Models in the Social Sciences, Chicago, Aldine - Atherton, 1971; dello stesso autore, vedi L'analisi causale in sociologia, Padova, Marsilio, 1967. Vedi anche Land, K. C., Principles of Path Analysis , in Borgatta, E. (ed.), Sociological Methodology, San Francisco, Jossey-Bass, 1969, cap. I.Google Scholar

7. Al fine di avere alcune indicazioni sul grado di deformazione introdotta nei risultati dal livello di misurazione inferiore ai requisiti, abbiamo sottoposto alcuni segmenti del modello alla prova di alcune tecniche meno potenti e raffinate della path analysis, ma anche meno esigenti quanto a livello di misurazione, come la tabulazione incrociata e il metodo delle transition rates proposto da James Coleman per l'analisi delle relazioni fra piú di due classificazioni (vedi Coleman, J. S., Introduction to Mathematical Sociology, New York, Free Press, pp. 189–240). Queste verifiche parziali hanno confermato i risultati della path analysis. Google Scholar

8. Una prima analisi compiuta dall'autore sui risultati di una sua inchiesta nazionale condotta nel 1972 conferma i risultati ottenuti sulla base dei dati del 1968.Google Scholar

9. Le ambiguità implicite nell'uso acritico del termine ≪ classe sociale ≫ sono state opportunamente identificate da Sartori, G., Alla ricerca della sociologia politica, cit. Google Scholar

10. La variabile dipendente, denominata ≪ preferenza partitica ≫, è costituita dalla risposta data alla domanda: ≪ A quale dei seguenti partiti lei si sente piú vicino? ≫. Alle risposte vennero assegnati i seguenti punteggi: PCI e PSIUP, 1; PSU e PRI, 2; DC, 3; PLI, PDIUM, MSI, 4. Una scala alternativa con sei categorie di punteggio (PCI, 1; PSIUP, 2; PSU e PRI, 3; DC, 4; PLI, 5; PDIUM e MSI, 6) produsse, alla prova dei fatti, solo differenze trascurabili. Ed ecco i punteggi assegnati alle classi delle variabili in dipendenti: Educazione: elementari, 1; medie inferiori, 2; scuole tecniche e professionali, 3; liceo e università, 4. Reddito: la stessa scala a cinque livelli utilizzata da Barnes. Occupazione: professionisti e dirigenti, 5; funzionari e impiegati, 4; commercianti, artigiani e piccoli proprietari agricoli, 3; lavoratori specializzati, 2; lavoratori non specializzati e braccianti agricoli, 1. Si codificò la professione dell'interrogato ogni volta che fosse possibile; altrimenti si as segnò all'interrogato la posizione del suo capofamiglia.Google Scholar

11. La scarsa entità delle relazioni non è dovuta all'uso dei coefficienti di correlazione per dati a intervallo (r di Pearson). Misure di associazione fra classificazione (il Tau b di Goodman e Kruskal) e fra scale ordinali (il Gamma degli stessi due autori) hanno prodotto coefficienti di correlazione, fra i tre indicatori di status e la preferenza partitica, Tau b = 0.092, Gamma = 0.170. Fra reddito e preferenza partitica, Tau b = 0.081, Gamma = 0.118. Fra occupazione e preferenza partitica, Tau b = 0.132, Gamma = 0.188.Google Scholar

12. È stato lamentato che la maggior parte degli autori continuano a sottolineare i fattori socio-economici, malgrado il fatto che la ≪ religiosità ≫ risulta essere la variabile che meglio predice le preferenze partitiche: vedi di Palma, G., Alienazione e partecipazione nelle democrazie occidentali , in ≪ Rassegna Italiana di Sociologia ≫, XI (1970), pp. 471–496, specialmente p. 478. Per le cause della propensione a sottolineare i fattori socio-economici, vedi Sartori, G., Alla ricerca della sociologia politica, cit.Google Scholar

13. La variabile ≪ identificazione di classe ≫ è, nel nostro studio, costituita dalle risposte alla seguente domanda nell'inchiesta Barnes del 1968: ≪ A quale classe sociale lei ritiene di appartenere? ≫. Il punteggio è: classe inferiore, 1; classe media, 2; classe superiore, 3. Il fatto che l'identificazione di classe è dotata di un potere predittivo (circa gli orientamenti partitici) assai migliore della posizione sociale oggettiva è sostenuto in numerosi studi. Vedi, ad esempio, Butler, D. e Stokes, D., Political Change in Britain, New York, St. Martin's Press, 1969, particolarmente a p. 78; e Portes, A., Leftist Radicalism in Chile: A Test of Three Hypotheses, in ≪ Comparative Politics ≫, II (1970), pp. 251–274.Google Scholar

14. Sulla strategia del partito comunista vedi Blackmer, D. L. M., Unity in Diversity: Italian Communism and the Communist World, Cambridge Mass., The MIT Press, 1968; Tarrow, S., Peasant Communism in Southern Italy, New Haven, Yale University Press, 1967, tr. it. Partito comunista e contadini nel mezzogiorno, Torino, Einaudi, 1972.Google Scholar

15. Questa argomentazione è sviluppata da Sani, G., C'è davvero bisogno di una nuova sociologia politica? , in ≪ Rassegna Italiana di Sociologia ≫, X (1969), pp. 108–122. Sulla comunicazione politica, la formazione delle opinioni e le scelte elettorali vedi anche Ammassati, P., Opinione politica e scelta elettorale , in Spreafico, A. e LaPalombara, J., (eds.), Elezioni e comportamento politico in Italia, cit., pp. 733–779.Google Scholar

16. Gli studi relativi alla distribuzione geografica delle preferenze partitiche sono elencati nella bibliografia di Sivini, G., Il comportamento elettorale: bibliografia internazionale di studi e ricerche sociologiche, Bologna, Il Mulino, 1967.Google Scholar

17. La correlazione diacronica fra il voto dei due maggiori partiti italiani nel 1946 e nel 1972, calcolata sulle 90 province italiane è altissima: per il partito comunista, r = 0.894; per la Democrazia Cristiana, r = 0.836.Google Scholar

18. Sivini, G., Il comportamento elettorale in Italia. Primi risultati di una analisi ecologica , in ≪ Rassegna Italiana di Sociologia ≫, VIII (1967), pp. 99–125.Google Scholar

19. I nostri dati sulla forza relativa delle subculture cattolica e socialista sono basati sui risultati delle elezioni del 1946 nelle varie province italiane. A ciascun interrogato dell'inchiesta Barnes è stato attribuito, in sede di codifica, un punteggio corrispondente alla percentuale dei voti socialcomunisti e dei voti democristiani nella sua provincia nel 1946, ottenendo cosí due indici di subcultura. Usando i risultati delle elezioni del 1948, le correlazioni con la variabile dipendente sono risultate sostanzialmente simili. Riteniamo che il rischio della multicollinearità, presente ogni volta che si usino due variabili predittive non del tutto indipendenti l'una dall'altra, sia in questo caso circoscritto per la presenza di altre subculture, forti particolarmente nelle province del Centro-Sud e delle isole. Sulla multicollinearità, vedi ad es. Blalock, H. M., Correlated Independent Variables: the Problem of Multicollinearity , in Tufte, E. R., (ed.), The Quantitative Analysis of Social Problems, Reading, Addison-Wesley, 1970, pp. 418–425.Google Scholar

20. La ragione del segno negativo della correlazione fra preferenza partitica e cultura socialista è nell'orientamento dato alle scale che misurano le due variabili.Google Scholar

21. Vedi Sartori, G., op cit. , pp. 622–629.Google Scholar

22. Vedi Barnes, S. H., Religion and Class in Italian Electoral Behavior, cit. L'importanza del fattore religioso è sottolineata anche negli studi di Hazelrigg, L., op. cit. , e di Palma, G., Alienazione e partecipazione nelle democrazie occidentali, cit.Google Scholar

23. Il beta weight (coefficiente di regressione parziale standardizzato) della subcultura cattolica diviene 0,048.Google Scholar

24. Vedi Barnes, S. H., Modelli spaziali e l'identificazione partitica dell'elettore italiano, cit. Gli interrogati furono pregati di collocarsi su una scala destra-sinistra, individuando la propria posizione con una cifra variabile da 0 a 100.Google Scholar