1 Le sigle sono riportate in ordine alfabetico e interpretate in Appendice. Le analisi compiute sono presentate sinotticamente nella tab. 2.Google Scholar

2 Sulle ragioni per cui il termine swing è da preferire alle due espressioni italiane ‘crescita percentuale’ e ‘crescita in punti di percentuale’, vedi Marradi, A., Tecniche cartografiche e tecniche statistiche nello studio della dinamica elettorale , in «Quaderni dell'Osservatorio elettorale» n. 2 (febbraio 1978), pp. 5–52 alle pp. 7–8.Google Scholar

3 Sono state considerate liste minori di sinistra: nelle elezioni del 1972 PSIUP, Manifesto, MPL, PCML, PC(I)ML, Stella Rossa, etc.; nelle elezioni del 1976 DP e Partito Radicale.Google Scholar

4 Ad esempio, Pasquino, G., Con i partiti, oltre i partiti , in «Il Mulino» XXVII, n. 258 (1978), pp. 548–65; Parisi, e Rossi, M., La relazione elettoripartiti: quale lezione?, stessa rivista, pp. 503–47. Si vedano anche gli editoriali di Eugenio Scalfari su «La Repubblica» nei giorni 8, 11–12, 13 giugno 1978.Google Scholar

5 Si tratta delle liste PDUP, Nuova Sinistra Unita e di alcune liste locali.Google Scholar

6 Allardt, E., Implications of Within-Nation Variations and Regional Imbalances for Cross-National Research , in Merritt, L. e Rokkan, S., Comparing Nations , New Haven, Yale University Press, 1966, pp. 337–348; la citazione da p. 337. Il principio della «replica interna» delle analisi per controllare la solidità dei risultati è stato già applicato, con risultati soddisfacenti, da uno dei presenti autori nel cap. 12 di Tullio-Altan, C. e Marradi, A., Valori, classi sociali, scelte politiche, Milano, Bompiani, 1976.Google Scholar

7 Alker, H.R., Regionalism versus Universalism in Comparing Nations , in AA.VV., World Handbook of Political and Social Indicators , 1a ed., New Haven, Yale University Press, 1965, pp. 322–40.Google Scholar

8 Alker, , op. cit. , p. 325 ss.; Wildt, A.R. e Ahtola, O.T., Analysis of Covariance , London, Sage Publications, 1978, pp. 51 ss.Google Scholar

9 Eulau, H., Comparative Political Analysis: A Methodological Note , in «Midwest Journal of Political Science» VI, n. 4 (novembre 1962), pp. 397–407; Linz, J.J., Ecological Analysis and Survey Research, in Dogan, M. e Rokkan, S. (a cura di), Quantitative Ecological Analysis in the Social Sciences, Cambridge, M.I.T. Press, 1969, pp. 91–131; Rokkan, S., Citizens Elections Parties, Oslo, Universitetforlaget, 1970 (trad. it. Cittadini, elezioni, partiti, Bologna, Il Mulino, 1982), pp. 99–100 e passim. Tra gli antropologi menzioneremo Lewis, O., Comparisons in Cultural Anthropology, in Thomas, W.L. (a cura di), Current Anthropology, Chicago, University of Chicago Press, 1956, pp. 259–292; Eggan, F.R., Social Anthropology and the Method of Controlled Comparison, in «American Anthropologist» LVI (1954), pp. 743–63; Leach, R., The Comparative Method in Anthropology, in International Encyclopedia of the Social Sciences, Londra e New York, MacMillan e Free Press, vol. I, 1968, pp. 339–45.CrossRefGoogle Scholar

10 Vedi Mannheimer, R., Un'analisi territoriale del calo comunista , in «Il Mulino» XXVIII, n. 265 (1979), pp. 694–714; Barbagli, M. e Corbetta, P., L'elettorato, l'organizzazione del PCI e i movimenti, in «Il Mulino» XXIX, n. 269 (1980), pp. 467–490.Google Scholar

11 Per l'influenza del regime della proprietà fondiaria negli ultimi secoli sul comportamento politico attuale, si veda ad esempio Braga, G., Il comunismo fra gli italiani , Milano, Comunità, 1956.Google Scholar

12 Sul punto, vedi ad esempio l'ottimo saggio di Sivini, G., Socialisti e cattolici in Italia dalla società allo Stato. nella sua antologia Sociologia dei partiti politici , Bologna, Il Mulino, 1971, pp. 71–105.Google Scholar

13 Sul «sincronocentrismo» dei comportamentisti vedi ad esempio Thrupp, , Diachronic Methods in Comparative politics , in Holt, R.T. e Turner, J.E. (a cura di), The Methodology of Comparative Research , New York, Free Press, 1970, pp. 343–58.Google Scholar

14 Allo stesso modo si può spiegare l'ascendente della religione e del clero cattolici fra i polacchi e i lituani, stretti da secoli fra i luterani prussiani e gli ortodossi russi.Google Scholar

15 Capecchi, V., Cioni Polacchini, V., Galli, G. e Sivini, G., Il comportamento elettorale in Italia , Bologna, Il Mulino, 1968. Vedi anche Sivini, G., Il comportamento elettorale in Italia, in «Rassegna Italiana di Sociologia» VIII, 1 (genn.-mar. 1967), pp. 99–125.Google Scholar

16 Marradi, A., Analisi del referendum sul divorzio , in «Rivista Italiana di Scienza Politica» IV, (1974), pp. 589–644.CrossRefGoogle Scholar

17 Bartolini, B., Insediamento culturale e distribuzione dei suffragi in Italia , in «Rivista Italiana di Scienza politica» VI, (1976), pp. 481–515. Della stessa vedi anche Analisi ecologica del voto del MSI-DN alle elezioni politiche del 20 giugno 1976, in «Rivista Italiana di Scienza Politica» IX, (1979), pp. 297–317.Google Scholar

18 Sadocchi, S., Aree elettorali e forza dei partiti: 1968–1976 , in «Rivista Italiana di Scienza Politica» VI (1976), pp. 515–32. Dai risultati elettorali del 1968 emerge un cluster di 41 membri, comprendente province così diverse come Asti, Cremona, Lucca, Roma, Ragusa e Catanzaro. Da quelli del '72 emergono tre clusters quantitativamente più equilibrati, ma quasi altrettanto eterogenei (Torino va insieme a Massa-Carrara, Pescara e Caltanissetta, e così via). Da quelli del '72 emergono due clusters di 35 e 33 membri, ancora inaccettabilmente eterogenei (Udine finisce insieme con Lucca, Frosinone, Brindisi e Sassari; Genova con Ascoli Piceno, Napoli e Nuoro). Risultano omogenei e stabili solo il quarto cluster (la Zona Rossa) e il quinto (le due province «repubblicane» della Romagna, di cui si diceva nel testo).Google Scholar

19 Vedi Braga, , op. cit., cap. 3 e in particolare le carte geografiche.Google Scholar

20 Vedi Davis, J.A., Spaeth, J.L. e Huson, C., A Technique for Analyzing the Effects of Group Composition , in «American Sociological Review» XXVI (1961), pp. 215–225. Tra gli autori che parlano, con varie sfumature di significato, di compositional effects: Linz, , Ecological, cit., pp. 95–96; Kaase, M. e Marsh, A., Measuring Political Action, in Barnes, S.H. e Kaase, M., (a cura di), Political Action, London, Sage Publications, 1979, pp. 5–96; Marradi, , Analisi, cit., p. 624.Google Scholar

21 Vedi Alker, , Regionalism , cit., p. 336.Google Scholar

22 Vedi Przeworski, A. e Teune, H., The Logic of Comparative Social Inquiry , New York, Wiley, 1970, pp. 59–69. Le figure cui facciamo riferimento sono alle pp. 62–68.Google Scholar

23 Vedi ibidem, pp. 59 e 61. La scarsa chiarezza intorno ai rapporti fra ambito e unità dell'analisi è un difetto ricorrente in questo libro, altrimenti apprezzabile per la solidità dell'impianto logico anche da chi non non ne condivide gli assunti epistemologici. Per la sterminata letteratura sulla «fallacia ecologica», e per una trattazione chiarificatrice del problema si rinvia a Langbein, L. I. e Lichtman, A. J., Ecological Inference , London, Sage, 1978.CrossRefGoogle Scholar

24 Sul punto, vedi il probante risultato di due indagini specifiche in Marradi, A., Concetti e Metodi nella Ricerca Sociale , Firenze, Giuntina, 1984 ², pp. 95–6.Google Scholar

25 Questa osservazione ci permette di far rilevare quanto sia assurdo il bando contro l'uso del coefficiente di correlazione con dati ecologici, emesso da alcuni virtuosi manipolatori di formule astratte (fra i quali eminente Goodman, L.A., Some Alternatives to Ecological Correlation , in «American Journal of Sociology», LXIV (1959) pp. 610–625). Anche tecnicamente, il bando è difficile da condividere, visto che il coefficiente di regressione (che sarebbe lo strumento ammesso) non è altro che un coefficiente di correlazione (lo strumento bandito) non depurato dalla decisiva influenza di due fatti del tutto accidentali, come l'unità di misura delle due variabili. Manipolando anche una sola di queste unità di misura, posso centuplicare il coefficiente di regressione (ma quello di correlazione resterà inalterato).Google Scholar

26 Abbiamo dovuto rinunciare a corroborare visivamente questa affermazione, e altre analoghe nel corso dell'articolo, interpretando mediante le sigle provinciali i 92 punti del grafico; ciò rendeva praticamente indecifrabile il grafico stesso. Né era pensabile riportare tutti i dati rilevanti in una serie di appendici. Ad ogni modo, le affermazioni sono agevolmente controllabili sulle varie pubblicazioni portanti i risultati delle varie elezioni e referenda oggetti di questo studio.Google Scholar

27 Vedi ad es. Marradi, , Analisi cit., pp. 627–8.Google Scholar

28 Sul voto «di appartenenza» vedi il bel saggio di Parisi, A. e Pasquino, G., Relazione partiti-elettori e tipo di voto , in Parisi, A. e Pasquino, G. (a cura di), Continuità e mutamento elettorale in Italia. Le elezioni del 20 giugno e il sistema politico italiano, Bologna, Il Mulino, 1977, pp. 215–49.Google Scholar

29 Anche questi due rilievi non sono nuovi; vedi, ad esempio, Marradi, , Analisi , cit., pp. 642 e passim. Google Scholar

30 Ibidem , p. 622.Google Scholar

31 Mannheimer, R., Micheli, G. e Zajczyk, F., Mutamento sociale e comportamento elettorale. Il caso del referendum sul divorzio , Milano, Franco Angeli, 1978, pp. 58–62.Google Scholar

32 Vedi per tutti Ghini, C., Il terremoto del 15 giugno , Milano, Feltrinelli, 1976, p. 86 e p. 127.Google Scholar

33 Per outlier si intende un punto collocato in posizione assai lontana dagli altri su un diagramma a dispersione. Gli outliers in questione sono le province di Trieste, Gorizia, Trento e Imperia (dove il fronte divorzista aveva registrato eccezionali avanzate che non si traducono in corrispondenti avanzate del PCI) nonché Cagliari (dove invece è il PCI a registrare un'eccezionale avanzata senza riscontro nella più limitata avanzata divorzista).Google Scholar

34 Vedi Marradi, , Analisi , cit., pp. 635–8.Google Scholar

35 Entrambe queste interpretazioni sono considerate da Parisi, e Rossi, , La relazione , cit. Naturalmente la pubblicistica comunista propende per la prima: vedi ad es. Minucci, A., Il successo dei no, in «Rinascita», n. 24 (16-6-1978); Colajanni, L., Nella divergenza il segno di elementi comuni, stessa rivista, n. 25 (23 giugno 1978). Una significativa eccezione è Vacca, G., I segnali del Mezzogiorno, stessa rivista, n. 24 (16 giugno 1978).Google Scholar

36 Questa sembra la tesi di Panebianco, A., L'ultimo referendum? , in «il Mulino» XXVII, n. 258 (1978), pp. 566–73, e in parte di Pasquino, Con i partiti, cit.Google Scholar

37 Bisogna tener presente che ANTFINAN e SWFINAN sono due variabili piuttosto simili, dato che SWFINAN è uguale ad ANTFINAN meno la somma delle percentuali dei partiti abrogazionisti (PLI + PR + DP), somma che in questo caso è abbastanza esigua. Maggiore differenza esiste fra ANTIREAL e SWREAL, per due motivi convergenti: il diminuendo (ANTIREAL) è mediamente la metà di ANTFINAN, mentre il sottraendo (la somma delle percentuali dei partiti abrogazionisti) è più alto, perché l'addendo MSI-DN vi sostituisce l'addendo PLI. Si ricorda che tutte queste sigle sono illustrate nell'Appendice.Google Scholar

38 Infatti, inserendo PCI76 come terza variabile di controllo, il coefficiente di correlazione fra DP76 e ANTFINAN nella Zona Rossa scende a + 24, malgrado l'insufficiente potere riducente della formula tradizionalmente usata per r_ky.z. Giuseppe Gangemi ha dimostrato che il denominatore troppo basso introduce un grave errore sistematico in questo coefficiente, acriticamente usato in tutte le analisi dei dati nelle scienze sociali. Vedi il suo La logica della comparazione: controlli statistici e controlli nel disegno della ricerca , Messina, EDAS, 1984.Google Scholar

39 Vedi ad es. Pasquino, , Con i partiti , cit.; De Vito, F., Tanti sì. Tutti contro il PCI? in «L'Espresso» n. 24 (18 giugno 1978). Per il motivo delle nostre opinioni, vedi il par. 1.2 di questo saggio.Google Scholar

40 Per un approfondito esame delle astensioni nei referenda del 1978, vedi il saggio di Parisi, e Rossi, , La relazione , cit.Google Scholar

41 Si torna a rinviare a Marradi, , Analisi , cit., pp. 635–8.Google Scholar