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L'ANALISI DEI FLUSSI ELETTORALI TRA METODO SCIENTIFICO E DIBATTITO POLITICO

Published online by Cambridge University Press:  14 June 2016

Stefano Draghi
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Introduzione

Dopo il 15 giugno e come mai in precedenti elezioni era avvenuto, l'analisi dei flussi elettorali ha assunto un ruolo di rilievo nell'interpretazione dei risultati e nel dibattito politico che ne è seguito. E il modello di Goodman, come in gergo metodologico viene chiamata la tecnica statistica di stima dei flussi di voto, non ha mai ricevuto tanta attenzione presso l'opinione pubblica in generale e, comunque, al di fuori di un ristretto gruppo di studiosi.

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Italian Political Science Review / Rivista Italiana di Scienza Politica , Volume 17 , Issue 3 , December 1987 , pp. 433 - 455
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References

1 Goodman, L.A., Some Alternatives to Ecological Correlation , in «American Journal of Sociology», LXIV (1959), pp. 610–625. Ed anche id., Ecological Regression and Behavior of Individuals, in «American Sociological Review», XVIII (1953), pp. 663-664 e Duncan, O.D., Davis, B., An Alternative to Ecological Correlations, in ibid., pp. 665-669.Google Scholar

2 Robinson, W.S., Ecological Correlations and the Behavior of Individuals , in «American Sociological Review», 15 (1950), pp. 351–357.Google Scholar

3 In termini più formali C(X,Y) = WC(X,Y) + EC(X,Y), dove C è la covarianza individuale totale, WC è la covarianza individuale «interna» (within-areas) e EC la covarianza ecologica (between-areas).Google Scholar

4 Per una presentazione più ampia e dettagliata cfr. Alker, H. R. jr., A Typology of Ecological Fallacies , in Dogan, M. e Rokkan, S. (a cura di), Social Ecology , Cambridge, Mass., The MIT Press, 1974, pp. 69–86 (l'edizione originale dello stesso volume era apparsa nel 1969 con il titolo Quantitative Ecological Analysis in the Social Sciences).Google Scholar

5 È opportuno ricordare che il problema dell'inferenza ecologica non può essere separato in modo netto da quello dell'inferenza causale, poichè la validità delle stime dipende sempre da una corretta specificazione del modello così come è ampiamente illustrato nella letteratura. Cfr. ad esempio Blalock, H. M. jr., Causal Inferences in Nonexperimental Research , Chapel Hill, The University of North Carolina Press, 1964 2, spec. cap. IV (trad. it. L'analisi causale in sociologia, Padova, Marsilio, 1967).Google Scholar

6 Per una breve rassegna a livello introduttivo dei problemi di distorsione connessi al processo di aggregazione e delle possibili soluzioni cfr. Langbein, L.I. e Lichtman, A.J., Ecological Inference , Beverly Hills, Sage, 1978.Google Scholar

7 Prendiamo qui in considerazione solo questa particolare applicazione del modello tralasciando quelle che utilizzano come variabile indipendente non il comportamento di voto nelle precedenti elezioni, ma caratteristiche del corpo elettorale come ad esempio la stratificazione sociale, la composizione per sesso e per età. Queste applicazioni presentano più complessi problemi di costruzione dei dati, di specificazione del modello e di interpretazione dei coefficienti che non possono essere affrontati in questa nota.Google Scholar

8 Cfr. Micheli, G., Il comportamento individuale nell'analisi sociologica del dato aggregato , in «Giornale degli economisti e annali di economia», XXXV (1976), pp. 429–448.Google Scholar

9 Per una trattazione più ampia e sistematica dei problemi connessi a questa condizione cfr. Barbagli, M., Corbetta, P., Parisi, A., Schadee, H.M.A., Fluidità elettorale e classi sociali in Italia: 1968-1976 , Bologna, Il Mulino, Quaderni dell'Istituto Cattaneo, 1979, pp. 27–39.Google Scholar

10 È, dunque, del tutto assurdo tentare di stimare, come purtroppo in alcuni casi è avvenuto, i flussi elettorali calcolando i valori di X e di Y sui soli voti validi. Ciò equivale infatti a ipotizzare che tra le due tornate elettorali non solo non vi sia stato alcun mutamento o ricambio del corpo elettorale, ma anche che astensioni, schede bianche e nulle provengano sempre dagli stessi elettori. Stime basate su questi presupposti non possono avere evidentemente alcuna ragionevole credibilità.Google Scholar

11 Come hanno dimostrato Biorcio e Natale in un interessante esperimento di simulazione, «lo scostamento tra flussi «veri» e flussi stimati [dal modello di Goodman] comincia a diventare significativo — anche nelle condizioni ideali del comportamento elettorale simulato — se il numero di casi è dell'ordine di 100» ed è quindi «altamente sconsigliabile scendere molto al di sotto di tale soglia di numerosità per le unità di aggregazione utilizzate nelle stime dei flussi elettorali». Cfr. Biorcio, R. e Natale, P., Mobilità e fedeltà elettorale negli anni ottanta. Un'analisi comparata su dati aggregati e di survey , in «Quaderni dell'osservatorio elettorale», XVIII (1987), p. 56; e anche id., The Use of Aggregate Data in the Analysis of Electoral Flows: An Experimental and A Non-experimental Check of Goodman Model, relazione al workshop «The Use of Aggregate Data in Social and Political Science», Amsterdam, ECPR Joint Session, aprile 1987.Google Scholar

12 Per un'analisi più approfondita di questi problemi cfr. Schadee, H.M.A., Corbetta, P., Metodi e modelli di analisi dei dati elettorali , Bologna, Il Mulino, 1984, che è il testo più completo e sistematico sull'argomento, sia per la parte statistica che per gli esempi di applicazione del modello.Google Scholar

13 Sul problema delle variabili addizionali cfr. Schadee, e Corbetta, , op. cit., cap. 6, pp. 183–204.Google Scholar

14 Un'analisi più dettagliata di questa procedura utilizzata per la stima dei flussi Camera 1983 — Regionali 1985 è presentata nel citato saggio di Biorcio, R. e Natale, P. Google Scholar

15 Non è questo evidentemente il caso più frequente nell'applicazione del modello alla stima dei flussi (modello di transizione) in cui il precedente comportamento di voto è in genere un'ottima «spiegazione» del comportamento successivo.Google Scholar

16 Vedi più sopra al punto iv).Google Scholar

17 Una rassegna di queste tecniche è presentata da Schadee, e Corbetta, , op. cit., cap.7, pp. 205–246.Google Scholar

18 Cfr. Haberman, S.J., Analysis of Qualitative Data , Chicago, Academic Press, 1979, spec. vol. II, cap. 9, pp. 519–540.Google Scholar

19 Micheli, G., op. cit. Google Scholar

20 Vedi ad esempio Mannheimer, R., Micheli, G., Il comportamento elettorale a Milano , in «Rassegna Italiana di Sociologia», XVII, 1976, pp. 619–639; Barbagli, M., Corbetta, P., Parisi, A., Schadee, H.M.A., op. cit. ; Micheli, G., Behavior Structure and Disaggregation: Suggestions for a Model, in «Quality and Quantity», XIV (1980), pp. 471-494; Corbetta, P., Novità e incertezze nel voto del 3 giugno: analisi dei flussi elettorali, Il Mulino, XXVIII, n. 5, 1979, pp. 715-748; Schadee, H.M.A., Flussi elettorali a Bologna fra il 1975 e il 1980 , in Anderlini, F., Corbetta, P., Schadee, H.M.A., Il comportamento elettorale. Città e territorio, Bologna, CLUEB, pp. 3-19.Google Scholar

21 Sul calcolo e la valutazione del «valore redistribuito» si veda Schadee, H.M.A., Corbetta, P., op.cit. , pp. 55–58, 85-93, 118-134, 221-224; ma anche Biorcio, R., Natale, P., op.cit., par. 4.4, pp. 76-77.Google Scholar

22 Le analisi qui presentate sono state condotte da un gruppo di ricerca composto da S. Draghi, R. Biorcio, P. Natale e altri ricercatori dell'Istituto Superiore di Sociologia di Milano. I dati delle sezioni campione sono stati raccolti a cura dell'Ufficio Documentazione e Analisi della Direzione del Partito Comunista Italiano e utilizzati per le «proiezioni» elettorali. Sui criteri di scelta delle sezioni e sulla composizione del campione cfr. Draghi, S., Le proiezioni dei risultati elettorali , in Martinotti, G. (a cura di), Classi voto politica nelle città italiane , in «Quaderni di Sociologia», XXX (1982), pp. 437–455. Precedenti analisi a livello nazionale erano state compiute dallo stesso gruppo di ricerca sulle elezioni europee del 1984 e sulle regionali del 1985. Cfr., ad esempio, Draghi, S., Natale, P., Più lontani dal pentapartito, in «Rinascita», 27, 7 luglio 1984, pp. 5-6; Natale, P., Un elettore su cinque ha cambiato voto, in ibid., 20, 1 giugno 1985, pp. 13-14; Biorcio, R., Natale, P., op.cit.; e, inoltre, Natale, P., Biorcio, R., Voting Dynamics in Parliamentary and Regional Elections in Italy 1983-1985: A Political Turning Point, relazione presentata al workshop «Subnational Elections and Electoral Behaviour», Amsterdam, ECPR Joint Session, aprile 1987.Google Scholar

23 Lange, P., La fine di un'era: il referendum sulla scala mobile , in Corbetta, P. e Leonardi, R. (a cura di), Politica in Italia, 1986 , Bologna, Il Mulino, 1987, p. 136.Google Scholar

24 Ibid. , p. 140.Google Scholar

25 I primi risultati sono comparsi su «l'Unità» del 13 giugno 1985, p.3; una presentazione e discussione più ampia si trova in Draghi, S., Vero e falso nei flussi elettorali , in «Rinascita», n. 24, 29 giugno 1985, pp. 12–14; Natale, P., Chi ha votato Sì e chi ha votato No, in ibid., p. 13. Tutti i principali quotidiani nazionali hanno riportato almeno in parte i risultati emersi dall'analisi dei flussi accompagnandoli con commenti e dichiarazioni di esponenti politici. Particolarmente «ruvide» (per usare una benevola espressione di Statera) sono state le reazioni di alcuni dirigenti del PSI al dato sul comportamento degli elettori socialisti e all'interpretazione del voto avanzata da parte comunista. Cfr., ad esempio, Replica PSI: sono sogni, in «La Nazione», 13 giugno 1985, p. 2; Statera, G., Ma quel «SÌ» non era progressista, in «Il Corriere della Sera», 15 giugno 1985, p. 2. Una severa critica di metodo è stata avanzata da Passigli, S., Errore scientifico (e politico), in «La Nazione», 13 giugno 1985, p.2. Su questi punti e sulla diversità di interpretazione del comportamento degli elettori missini cfr. Draghi, S., Vero e falso …., cit., p. 14.Google Scholar

26 Nelle tabelle seguenti i dati si riferiscono alle sole regioni a statuto ordinario. Sotto la voce «astenuti» (AST) sono comprese anche le schede bianche e nulle e, per le regionali, i voti delle liste minori o locali che non avevano dato indicazioni precise di voto per il referendum.Google Scholar

27 Sembra dunque non sostenibile l'interpretazione, avanzata anche da Statera, che il relativo insuccesso dei «no» sia stato determinato da un maggiore astensionismo degli elettori dei partiti del «no». La percentuale di astensionismo risulta infatti pressoché eguale tra gli elettori dei due fronti. Cfr. Statera, G., Le basi sociali del voto al referendum , «Prospettiva sindacale», XVI, 56, giugno 1985, pp.36–44; e id., (a cura di), Le basi sociali dei poli elettorali, Milano, F. Angeli, pp. 109-116. Per una discussione di altri punti di divergenza tra le nostre analisi e quelle di Statera, cfr. Draghi, S., Vero e falso nei flussi elettorali, cit.Google Scholar

28 Come ulteriori analisi più disaggregate hanno dimostrato, ciò è avvenuto soprattutto nel Sud.Google Scholar

29 Si veda a questo proposito la nota metodologica di Natale, P., La bontà del modello , in «Rinascita», 24, 29 giugno 1985, p. 14: i coefficienti R-square sono entrambi (equazioni «si» e «no») superiori a 0.95, le correlazioni tra singoli partiti e voto referendario sono chiaramente omoscedastiche, il valore redistribuito totale (VR) è 0.047, il numero di coefficienti b negativi è pari a sette (su quaranta) nell'analisi di regressione a quattro variabili dipendenti e dieci indipendenti, di questi solo tre sono inferiori a −0.1 e riguardano i tre schieramenti indicati con (+) nella tab. 1. Il processo di aggiustamento della matrice dei flussi con l'algoritmo RAS ha dunque interessato meno del 5% dell'elettorato.Google Scholar

30 Vedi ad esempio Per il PCI il calo è colpa dei verdi , in «l'Avanti», 16 giugno; Ecologisti, il bello dei debuttanti: «Abbiamo preso voti al PCI», in « La Repubblica», 16 giugno; Parlato, V., I giardini dell'Eden, in «Il Manifesto», 17 giugno; PSDI: un calo previsto ma non di queste proporzioni, in «Il Tempo», 16 giugno; Pannella: «Sconfitti i due giganti avanza la terza Italia», in «La Repubblica», 16 giugno; ma anche diversamente I verdi rifiutano l'ombra rossa: «Non abbiamo rubato voti alle forze di sinistra», in «L'Avvenire», 17 giugno e le prime dichiarazioni di B. Craxi sulla flessione comunista (Quando si semina poi si raccoglie, in «l'Avanti», 16 giugno).Google Scholar

31 PCI indeciso: più a destra o a sinistrai, in «La Repubblica», 18 giugno; Ma i voti al PCI li hanno portati via i Verdi o Craxi?, in «Il Resto del Carlino», 18 giugno; Perché tanti cristiani non hanno votato PCI , in «Paese Sera», 18 giugno; La mappa del voto giovane , in «L'Avvenire», 18 giugno e così molti altri articoli dello stesso giorno.Google Scholar

32 Cfr. nota 22.Google Scholar

33 I risultati sono stati pubblicati da «L'Unità» del 21 giugno: Chi ha preso a chi ; Biorcio, R., Due Italie anche nei flussi ; Natale, P., Dati attendibili, ecco come. La sintesi dei risultati è ripresa da Draghi, S., Il modello dei flussi per capire il voto, Politica ed Economia, XVIII, 9 settembre 1987, pp. 23–24.Google Scholar

34 Nel diagramma dei flussi principali pubblicato da «L'Unità» del 21 giugno compare erroneamente un flusso di voti PCI-MSI piuttosto consistente (0.4). Questo valore è in realtà molto minore come si può ricavare dai dati disaggregati presentati nella pagina successiva.Google Scholar

35 Questi dati, come ha notato Pasquino, indicano che i flussi di voti in uscita dal PCI (di entità limitata, ma in diverse direzioni) «non confermano, anzi smentiscono, sia la versione dei voti di protesta in uscita dal PCI sia la versione di ingenti spostamenti sull'ala della proposta (o della voglia di stabilità/governabilità)», ma non pare che «i numerosi interventi giornalistici e l'appassionato e importante dibattito nel PCI abbiano tenuto sufficientemente conto di queste risultanze». Cfr. Pasquino, G., All'opposizione ma come forza di governo , in «L'Unità», 16 luglio; e per un giudizio opposto Cerroni, U., La società cambia. Resta vecchia la nostra cultura, in «L'Unità», 12 luglio.Google Scholar

36 Stime diverse sono state ottenute da Weber, M. ( Tutti al centro, purché divisi , in «Il Sole-24 Ore», 17 giugno) che ha utilizzato il modello di Goodman sui voti validi delle 32 circoscrizioni elettorali ed è giunta in tal modo ad alcune conclusioni contrastanti con quelle qui presentate. In particolare, secondo la Weber, i voti persi dal PCI sarebbero andati tutti o quasi al PSI, l'elettorato verde risulterebbe composto quasi esclusivamente da ex-elettori socialisti e democristiani e non vi sarebbe stato alcun effetto dell'astensionismo.Google Scholar

Critiche di metodo a questa applicazione del modello di Goodman sono state avanzate da Corbetta, P. (intervista a «L'Unità» 20 giugno) e da H.M.A. Schadee (I flussi della discordia , in «Il Sole-24 Ore», 21 giugno). Weber, M. (La tempestività ha un costo, in «Il Sole-24 Ore», 21 giugno) ha riconosciuto la validità delle critiche di metodo (livello di analisi troppo aggregato, numero di casi troppo piccolo, calcoli condotti sui soli voti validi e non sull'intero corpo elettorale), ma ha anche replicato che analisi «approssimative» non necessariamente conducono a risultati sbagliati e che solo analisi più approfondite avrebbero potuto smentire quelli ottenuti con qualche scorciatoia metodologica giustificata dalle esigenze di tempestività.Google Scholar