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Dinamiche della povertà, persistenze e corsi di vita

Poverty dynamics, persist-ence and life courses
Ferruccio Biolcati-Rinaldi e Giuseppe Giampaglia
p. 151-179

Abstract

The aim of this article is to offer a contribution to a theoretically-oriented poverty investigation, starting from the idea that it is necessary to give a greater impulse to the definition of a theoretical reference-frame. Therefore, we first propose a brief discussion of the main approaches, based respectively on poverty persistence hypothesis, life course hypothesis, individualization thesis, and social stratification theory. After defining poverty as the lack of balance between resources and needs (both translated into monetary terms), we have then explored the impact of education and geographical area on conditions of poverty, in the light of the contributions of the above four approaches. The methodological strategy is founded on the Event History Analysis, while the data set comes from the European Community Household Panel (ECHP) and covers the 1994-2001 period. The results show, among other things, that: 1) high/medium education exerts a strong impact (on poverty reduction) only in the first year, while in the successive years the negative effects of low education prevail; 2) in the same way as for education, living in the North/Center of Italy strongly contributes to getting out of poverty soon (in the first year), while in the Mezzogiorno the reaction is weak even in the first year and diminishes more and more. On the whole, the analysis indicates that in the next future investigations based on specific social groups will be more fruitful.

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Note dell'autore

Una prima versione di questo articolo, qui riveduto, ampliato e aggiornato, è stata presentata come working paper durante un seminario tenutosi presso il Dipartimento di Studi Sociali e Politici dell’Università di Milano (cfr. Working Paper 6/07, http://www.sociol.unimi.it).
Si ringrazia chi in tale occasione ha espresso i propri commenti e critiche nonché i referees anonimi della rivista. Per quanto l’articolo sia il frutto di un progetto comune, i diversi paragrafi possono essere così attribuiti: Ferruccio Biolcati-Rinaldi ha scritto i paragrafi 2, 3 e 4, Giuseppe Giampaglia i paragrafi 1 e 5.

Testo integrale

1. Introduzione

  • 1 Sulla superiorità della prospettiva dinamica rispetto a quella statica, si rinvia, tra i molti lavo (...)

1Gli studi sulla povertà sembrano caratterizzarsi più per l’intenso dibattito sulle modalità di rilevazione del fenomeno che non per i contributi teorici finalizzati alla ricostruzione di un quadro di riferimento sufficientemente esplicativo. Tale situazione, almeno in parte dovuta alle esigenze descrittive della ricerca sulle politiche sociali, ha ritardato l’accumularsi di conoscenze sulle cause e sui meccanismi della povertà dando l’impressione che il campo di studi sia contraddistinto da un certo immobilismo. Adottando la terminologia di Boudon (2002), si potrebbe sostenere che l’adozione di una prospettiva informativa ha contenuto lo sviluppo di una sociologia cognitiva. A partire dalla fine del secolo scorso, si sta tuttavia assistendo a una ripresa della discussione teorica sulla povertà (Andress e Schulte, 1998; Brandolini e Saraceno, 2007; Brandolini, Saraceno e Schizzerotto, 2009; Chiappero Martinetti, 2006; Layte e Whelan, 2002; Leisering e Leibfried, 1999; Lucchini e Sarti, 2005), che sembra soprattutto legata allo sviluppo di un approccio dinamico allo studio del fenomeno1.

2Tale orientamento si è diffuso negli Stati Uniti durante gli anni ’80 (Bane e Ellwood, 1986; Duncan, 1984), per essere poi importato in Europa nel decennio successivo, a cominciare dalla Gran Bretagna e dalla Germania (Leisering e Walker, 1998; Walker, 1994). Studiare la povertà in termini dinamici vuol dire innanzitutto concettualizzarla non più come uno stato ma come un episodio: essere povero non rappresenta necessariamente una condizione permanente, ma piuttosto un intervallo dalla durata variabile, che può essere lungo ma anche molto breve. In tal modo, l’adozione di una prospettiva dinamica svela l’eterogeneità che soggiace all’apparente omogeneità generata da una visione statica. In secondo luogo, utilizzare una visione dinamica significa assumere che la povertà sia legata a specifiche fasi del corso di vita (Rowntree, 1901/2000). La ciclicità di queste fasi critiche e la possibilità di superarle sembrano essere il prodotto di due forze convergenti: da un parte l’azione del soggetto e dall’altra l’attività delle istituzioni di welfare (Leisering e Leibfried, 1999, 6).

3L’obiettivo di questo lavoro è fornire un contributo ad una analisi della povertà teoricamente orientata. In particolare, nel paragrafo che segue viene offerto un panorama delle principali teorie nate all’interno dell’approccio dinamico. Queste sono poi ricomposte nel modello analitico proposto nel terzo paragrafo assieme a una descrizione dei dati e delle tecniche utilizzate. Nel quarto paragrafo è presentata l’analisi empirica, che viene poi ripresa nelle considerazioni della sezione conclusiva.

2. Teorie della povertà

4Nell’affrontare il tema della povertà in una prospettiva dinamica, si possono individuare in letteratura almeno quattro teorie – teoria della persistenza, teoria del corso di vita, teoria dell’individualizzazione e teoria della stratificazione – che riprendiamo brevemente qui di seguito.

5La teoria della persistenza – adottiamo qui il termine proposto da Andress e Schulte (1998), mentre Layte e Whelan (2003) parlano invece di “svantaggio cumulativo” – è sicuramente quella più specifica tra le elaborazioni teoriche qui proposte, ed è legata all’analisi dei processi di impoverimento. L’assunto principale è che «le conseguenze individuali, istituzionali e sociali della povertà siano allo stesso tempo le cause della sua persistenza» (Andress e Schulte, 1998, 331). La povertà si configurerebbe come un circolo vizioso, che una volta instauratosi tenderebbe ad autoalimentarsi. I meccanismi di funzionamento di tale dispositivo sono piuttosto eterogenei: psico-sociali, culturali, territoriali, di breve o lungo periodo. Tra le teorie che ricadono sotto l’assunto della persistenza troviamo infatti la “cultura della povertà” – nei quartieri poveri delle grandi città si sviluppa una specifica subcultura che viene tramandata di generazione in generazione e che fa della povertà la propria ragion d’essere – e la “dipendenza dal welfare” – i servizi sociali non soddisfano bisogni ma paradossalmente li creano disincentivando la partecipazione al mercato del lavoro e la formazione di una famiglia stabile da parte degli utenti.

6Secondo la teoria del corso di vita la povertà assume forme diverse a seconda della fase di vita in cui si trova un individuo o una famiglia (Saraceno, 2001; Olagnero, 2004). L’origine di questa prospettiva è da rintracciare nei lavori del già menzionato Benjamin S. Rowntree che, nel suo studio sulla povertà in una cittadina del nord dell’Inghilterra alla fine del diciannovesimo secolo, evidenziò come gli operai non fossero poveri per tutta la loro vita ma in certe fasi specifiche: nell’infanzia, successivamente alla nascita dei figli e nella vecchiaia (Rowntree, 1901/2000). Ricerche recenti hanno evidenziato alcune fasi del corso di vita in cui i rischi di povertà sono più accentuati: quando i giovani transitano dal sistema formativo al mercato del lavoro, in occasione della nascita dei figli, in caso di separazione o morte del partner, durante la vecchiaia (Andress e Schulte, 1998, 332).

7Mentre le due teorie appena esposte sono in qualche modo specifiche, guardando ai processi sociali da una prospettiva particolare, la teoria dell’individualizzazione e la teoria della stratificazione rappresentano invece teorie generali dei sistemi sociali. La contrapposizione tra i due approcci si può ricondurre alla dicotomia azione-struttura. Gli autori che si rifanno alla teoria dell’individualizzazione sostengono che anche la povertà dipende sempre più dalla capacità di azione (agency) degli individui, dalle decisioni prese, dalle scelte compiute sulla base delle proprie valutazioni e competenze soggettive. In tal modo si viene a creare una situazione in cui i profili di povertà sono sempre più atipici e difficilmente riconducibili agli abituali ordini di differenziazione sociale; le norme e i valori tradizionali, le fonti di identità collettiva che originano i classici processi di stratificazione sociale, allentano la loro presa sugli individui riducendo il potere esplicativo delle tradizionali variabili socio-demografiche (Beck, 1986).

8Opposta a questa è la posizione degli autori della teoria della stratificazione, i quali sostengono la rilevanza e il primato della classe sociale come fattore di stratificazione, per quanto si debba tenere conto del carattere sempre più complesso delle linee di divisione sociale a cui danno luogo i processi di progressiva differenziazione: «esistono buoni motivi per continuare a credere nella centralità delle classi sociali e nella persistenza di questa centralità nel lungo periodo. Rimane, tuttavia, vero […] che sostenere il primato delle classi nel complessivo sistema della stratificazione sociale non implica negare che altre variabili intervengano nel determinare le biografie e le condizioni di vita dei singoli e dei gruppi, né che queste altre variabili, in alcune condizioni istituzionali e in alcuni ambiti di vita associata, possano risultare, nel breve e nel medio periodo, più incisive e socialmente visibili delle disuguaglianze di classe» (Schizzerotto, 2002, 45-46; cfr anche Bernardi, 2009, 215-217). Accanto alle classi sociali è possibile considerare, in una prospettiva più generale, anche altri fattori di stratificazione sociale, come ceto e territorio.

9Il dibattito teorico tra queste posizioni nel campo degli studi sulla povertà è iniziato sul finire degli anni ’90, in seguito alla pubblicazione in lingua inglese del volume di due autori tedeschi (Leisering e Leibfried, 1999) che presentava i risultati di un ampio programma di ricerca. Il lavoro ha suscitato un diffuso interesse, anche perché è stato visto come la prima applicazione empirica (nel campo della povertà) della teoria dell’individualizzazione di Beck (1986), teoria spesso criticata perché ritenuta non suscettibile di controllo empirico (Bernardi, 2007). Rispetto al quadro teorico sopra delineato, la rilevanza della proposta sta nella combinazione della teoria dell’individualizzazione con la teoria del corso di vita: «fare riferimento al “corso di vita” significa analizzare la povertà in una prospettiva dinamica strutturata sia dagli ordinamenti istituzionali sia dagli orizzonti biografici individuali. Questi due livelli interagiscono definendo la struttura temporale dell’intero arco di vita degli individui» (Leisering e Leibfried, 1999, 6).

10La proposta teorica dei due autori tedeschi viene sintetizzata nei seguenti quattro principi: «1) Temporalizzazione della povertà. […] Le esperienze di povertà hanno un inizio, una durata specifica, un certo corso (continuo o discontinuo), e spesso una conclusione. 2) Capacità di agire (agency). Il povero […] può essere osservato come un agente dotato di orientamenti individuali d’azione e di capacità di superare la povertà (o comunque farvi fronte) mediante un agire a ciò finalizzato. […] 3) Democratizzazione. L’esperienza della povertà come situazione temporanea e rischio latente si estende anche alle classi medie e non è confinata (se mai lo è stata) ai gruppi marginali tradizionali o a uno strato inferiore escluso dalla società (“trascendenza”). […] 4) Biografizzazione. […] La povertà è correlata a eventi e transizioni nel corso della vita quali il divorzio e la disoccupazione» (Leisering, 2003, 33).

  • 2 Per una risposta a queste critiche si rinvia a Leisering (2003).

11Richiamandosi alla «tradizione europea di analisi delle classi», Layte e Whelan (2002, 209-210) hanno criticato sulla base di argomenti empirici sia la teoria della persistenza sia la teoria dell’individualizzazione di Leisering e Leibfried (1999). In particolare, relativamente a quest’ultima, si sostiene che «anche controllando per fattori come la tipologia familiare o la separazione e il divorzio, le variabili di stratificazione tradizionali come la classe sociale, l’istruzione e la disoccupazione di lungo periodo hanno una influenza sostanziale sulla durata della povertà in molti paesi europei» (Layte e Whelan, 2002, 228-230)2. Anche in Italia, seppure in una logica di maggiore contrapposizione tra variabili di stratificazione e variabili del corso di vita, si è arrivati a conclusioni simili sulla base dell’analisi dei dati dell’Indagine Multiscopo sulle Famiglie “Aspetti della vita quotidiana” del 2001: «Benché molti studiosi della postmodernità abbiano proclamato la fine delle dinamiche consolidate di stratificazione e di diseguaglianza sociale, la nostra indagine suggerisce esattamente il contrario. L’evidenza empirica mostra come i fenomeni di impoverimento e di vulnerabilità siano in ampia misura socialmente strutturati e riconducibili alla mancanza di lavoro» (Lucchini e Sarti, 2005, 260; si veda anche Lucchini, Maretti e Sarti, 2005 e Lucchini, Pisati e Schizzerotto, 2007; per una diversa lettura del caso italiano, si veda invece Ranci, 2002).

12Proprio per il diverso livello di generalità che caratterizza le quattro teorie della povertà appena richiamate, le relazioni che tra queste intercorrono sono piuttosto complesse. Infatti, mentre le posizioni delle due teorie a carattere più globale – quella dell’individualizzazione e quella della stratificazione – sono inconciliabili, le teorie a carattere più locale – quella della persistenza e quella del corso di vita – si prestano a ricomposizioni all’interno degli approcci più generali, come la proposta di Leisering e Leibfried d’altra parte dimostra. Con questo stesso obiettivo di ricomposizione ma adottando una prospettiva diversa, quella della stratificazione, ci muoveremo in questa analisi.

3. Modello analitico, dati e tecniche di analisi

13La nostra proposta di analisi rispetto al quadro appena delineato si basa sull’argomentazione che segue. La povertà può essere concettualizzata come un rapporto (squilibrato) tra risorse e bisogni. Le risorse dipendono dall’insieme di redditi di varia natura – redditi da lavoro, redditi non da lavoro (investimenti, proprietà, trasferimenti privati alle famiglie) e trasferimenti sociali – che i membri della famiglia riescono ad accumulare. I bisogni dipendono dal numero di componenti della famiglia ma anche dalla natura dei bisogni stessi, ossia dagli eventuali carichi di cura (bambini piccoli, disabili, anziani non autosufficienti) che possono comportare costi particolari o disincentivare la partecipazione di altri membri della famiglia al mercato del lavoro.

14I corsi di vita individuali, che si compongono nel corso di vita familiare, hanno un effetto immediato sulla povertà intesa come sopra. La possibilità di trovare un equilibrio tra risorse e bisogni varia per le persone sole, per le famiglie appena formate senza figli, per le giovani famiglie con figli piccoli, per le famiglie mature che hanno figli grandi o dove i figli sono già usciti di casa, ecc. Le possibilità del corso di vita familiare sono modellate dalla combinazione dei diversi corsi di vita individuali: questi ultimi influenzano notevolmente sia la condizione sul mercato del lavoro rispetto al sistema di welfare degli individui – e quindi l’insieme di risorse disponibili a livello familiare – sia i bisogni familiari, che vengono a modificarsi proprio in seguito agli eventi dei corsi di vita (la nascita di un figlio, la formazione di una famiglia, l’insorgere di una malattia, la morte o la separazione dal partner, l’uscita di casa di un figlio, ecc.).

15Se quindi per gli eventi del corso di vita familiare si può ipotizzare un effetto immediato sulla povertà che modifichi sia l’ammontare e il tipo di risorse accumulate sia la quantità e la qualità dei bisogni da soddisfare, per le configurazioni strutturali (ceto, classe, territorio) nelle quali sono inseriti gli individui non sembra invece possibile prevedere un analogo, diretto impatto sulla condizione di disagio. Le configurazioni, infatti, constano delle aspirazioni, risorse (qui non solo monetarie), vincoli e opportunità con cui gli individui affrontano gli eventi del proprio corso di vita, cercando, attraverso percorsi differenziati, di governarlo al fine di assicurarsi un equilibrato rapporto tra risorse e bisogni. Ed è in questo intreccio che le configurazioni strutturali sembra abbiano un impatto sulla povertà mediato dagli eventi dei corsi di vita.

16Se questa premessa è sostenibile, allora la domanda di ricerca non dovrebbe riguardare l’importanza relativa delle variabili del corso di vita rispetto alle variabili strutturali nello spiegare le dinamiche della povertà, ma gli esiti dei corsi di vita familiari date certe configurazioni strutturali. In altri termini, il problema diventa quello di indagare gli effetti dei differenti corsi di vita sulla condizione di povertà (o di benessere) nei diversi contesti istituzionali: come le configurazioni di classe, ceto e territorio possano modificare l’entità nonché il tipo di effetti dei corsi di vita sulla povertà.

  • 3 «Nell’ambito dei modelli psico-sociali può intervenire anche un meccanismo di learned helplessness: (...)
  • 4 Bane e Ellwood (1994) citano anche un terzo modello, quello della scelta razionale, secondo il qual (...)

17Un discorso simile vale per i possibili effetti di persistenza. In generale, è possibile ipotizzare che meccanismi di persistenza scattino nel momento in cui gli individui hanno difficoltà a governare il rapporto tra risorse e bisogni per lo scarso controllo che detengono sulle prime (o eventualmente sui secondi). Rifacendosi alla sistematizzazione di Bane e Ellwood (1994, 67-123) dei modelli teorici di dipendenza/autonomia dall’assistenza economica, due ordini di spiegazioni sono possibili. I modelli psico-sociali dell’aspettativa – è questo il primo ordine di spiegazione possibile – si concentrano sul senso di controllo che gli individui hanno rispetto ai risultati delle proprie azioni: le persone intraprendono una determinata azione solo se si aspettano che questa porti a un certo risultato; se è così, la fiducia in se stessi aumenta, in caso contrario diminuisce. Gli individui che fanno l’esperienza di diversi fallimenti finiscono quindi per perdere motivazione e fiducia in se stessi3. Secondo i modelli culturali, invece, tra gruppi di persone isolate geograficamente e socialmente dal resto della società si possono sviluppare valori negativi, come la tolleranza – se non un vero e proprio atteggiamento favorevole – verso la criminalità, un debole sentimento di responsabilità familiare, ecc. Queste persone vivono in aree geografiche con una elevata concentrazione della povertà dove una underclass può sostenersi4. Analogamente a quanto detto per il corso di vita, possiamo ipotizzare che l’attivazione o meno di meccanismi di dipendenza sia legata alle specifiche configurazioni strutturali: come la difficoltà a governare il rapporto tra risorse e bisogni può fare aumentare la sfiducia in se stessi rendendo ulteriormente problematico il compito, così una lunga storia di povertà di certi contesti territoriali può sedimentarsi a livello micro in una cultura della dipendenza.

18Nella fig. 1 abbiamo cercato di rendere graficamente il modello analitico che si è cercato qui di definire. Le dinamiche della povertà, le transizioni delle famiglie dal benessere alla povertà e viceversa vengono rappresentate dalle linee che si sviluppano nel tempo con un moto oscillatorio. La pluralità delle linee cerca di rappresentare i possibili effetti di persistenza (dentro ma anche fuori dalla povertà), mentre le oscillazioni sono l’effetto degli eventi del corso di vita (trovare lavoro, avere un figlio, separarsi, ecc.). Tali effetti (di persistenza e del corso di vita) non sono però assoluti ma relativi alle diverse configurazioni strutturali: è questo carattere di relatività che vuole sottolineare l’ovale che circoscrive le frecce e le linee oscillanti.

Fig. 1 Il modello analitico

Fig. 1 Il modello analitico
  • 5 Non bisogna però dimenticare che «l’idea di esclusione, più che come concetto, si è sviluppata come (...)

19Prima di procedere oltre è importante sottolineare come la definizione di povertà qui adottata sia di tipo unidimensionale: le risorse e i bisogni, che sono relativi a campi differenti (alimentazione, abitazione, disponibilità di beni durevoli, salute, capacità e bisogni di cura, ecc.), vengono infatti ridotti alla dimensione monetaria. Ovviamente questa è una prospettiva riduttiva, concentrata sulla deprivazione di reddito, e che prescinde dalla altre dimensioni di deprivazione che concorrono ai processi di esclusione sociale. È ormai una solida acquisizione degli studi sulla povertà che le dimensioni di deprivazione siano molteplici, correlate tra di loro anche se non coincidenti (Room, 1995; Nolan e Whelan, 2007; Saraceno e Schizzerotto, 2009)5. Qui si è però scelto di adottare una definizione unidimensionale per una esigenza di semplificazione, per potere in questo modo approfondire le dinamiche della povertà.

  • 6 Per una discussione del problema dell’attrito nel Panel Europeo sulle Famiglie si rinvia a Rendtel (...)
  • 7 Si è poi preferito utilizzare il Panel Europeo sulle Famiglie rispetto all’Indagine sui bilanci del (...)

20Il modello analitico presentato poco sopra è stato applicato ai dati provenienti dalla sezione italiana del Panel Europeo sulle Famiglie (European Community Household Panel – ECHP). Si tratta di una indagine, iniziata nel 1994 e ripetutasi annualmente fino al 2001 (otto ondate), con lo scopo di fornire statistiche comparative per i paesi membri dell’Unione Europea su temi quali il reddito, il lavoro, la povertà e l’esclusione sociale, la casa, la salute, ecc. Il Panel Europeo sulle Famiglie prevedeva tre strumenti di rilevazione (registro familiare, questionario familiare e questionario individuale) che con diverse modalità sono stati sottoposti – nella prima ondata – a 60.819 famiglie (di cui 7115 italiane) e a 129.909 individui (di cui 17.729 italiani) (EUROSTAT, 2003)6. Dal 2003 gli obiettivi del Panel Europeo sulle Famiglie continuano a essere perseguiti dall’indagine EU-SILC (European Union – Statistics on Income and Living Conditions). Quest’ultima presenta tuttavia varie differenze rispetto alla precedente indagine a partire dal fatto che si tratta di un rotating panel (Duncan e Kalton, 1987) dove gli individui vengono intervistati annualmente solo per quattro anni (EUROSTAT, 2006)7.

21I dati italiani del Panel Europeo sulle Famiglie verranno analizzati seguendo l’approccio della Event History Analysis, che costituisce un insieme di tecniche utilizzato per l’analisi dei cosiddetti dati di durata. Questi ultimi registrano la durata degli episodi, ossia la permanenza dell’unità di analisi (individuo, famiglia, ecc.) in uno stato fino all’accadimento di un evento. Ad esempio, un episodio di occupazione termina con un evento che può essere il licenziamento, il pensionamento o altro ancora; un matrimonio finisce con una separazione o con la morte del coniuge; un episodio di assistenza economica termina con un evento che può essere un nuovo lavoro, un diverso sussidio, ecc.; un episodio di povertà si conclude grazie a un nuovo lavoro, perché un figlio esce di casa, ecc.

22Le tecniche di regressione standard non possono essere utilizzate per l’analisi dei dati di durata, in quanto non permettono di tenere conto in modo appropriato di due problemi: la censura, ossia il fatto che di certi episodi non è possibile osservare l’inizio (censura a sinistra) o la fine (censura a destra) poiché questi si collocano al di fuori della finestra d’osservazione del ricercatore; la variabilità nel tempo di alcune variabili indipendenti, come, ad esempio, il titolo di studio, il numero di figli, ecc. Le diverse tecniche di Event History Analysis tengono invece esplicitamente conto di questi due problemi (Allison, 1984; Blossfeld e Rohwer, 2002; Box-Steffensmeier e Jones, 2004; Tuma, 1994).

  • 8 Per una rassegna delle principali tecniche di analisi longitudinale utilizzate negli studi sulla po (...)

23I dati Event History rilevano quindi non solo il cambiamento degli stati ma anche gli episodi, ossia le durate dei singoli stati. Rispetto ai dati panel che registrano l’eventuale cambiamento di stato a intervalli predeterminati nel tempo – per cui il corso degli avvenimenti tra le diverse ondate rimane sconosciuto – l’indagine delle storie di eventi permette di ricostruire il processo nella sua continuità. Proprio per questa peculiarità la Event History Analysis è particolarmente impiegata nello studio dei processi di entrata e uscita dalla disoccupazione o dalla povertà. Inoltre, si è qui preferito questo approccio rispetto all’analisi delle sequenze – che tiene conto dell’intera sequenza di eventi e non delle singole transizioni – perché quest’ultima ha un obiettivo descrittivo mentre la Event History Analysis è prevalentemente esplicativa (Ruspini, 2004)8.

  • 9 In seconda istanza si potrebbero considerare gli episodi di non povertà (successivi agli episodi di (...)

24L’applicazione delle tecniche di Event History Analysis alla sezione italiana del Panel Europeo sulle Famiglie si è concentrata sulla durata degli episodi di povertà, ovvero sulle transizioni fuori della povertà9.

  • 10 Per dettagli, si rinvia a Freguja e Pannuzi (2007).

25La definizione di povertà è basata sul reddito familiare del mese corrente piuttosto che dell’anno precedente. Si tratta di un indicatore certamente meno affidabile perché maggiormente esposto a oscillazioni di breve periodo ma, nel contesto di una analisi longitudinale, abbiamo ritenuto necessario che le diverse variabili facessero riferimento allo stesso periodo temporale. Il problema nasce dal fatto che le interviste del Panel Europeo sulle Famiglie, che si svolgono in primavera, chiedono informazioni aggiornate al momento dell’intervista, tranne che per il reddito che deve invece riferirsi all’anno solare precedente. Per una discussione del problema si rinvia a Atkinson et al. (2002, 105-108). Per il resto sono stati utilizzati i criteri standard di definizione della povertà: è stata applicata la scala di equivalenza OECD modificata; la linea di povertà è stata fissata al 60% della mediana della distribuzione dei redditi familiari equivalenti10.

  • 11 Alcune delle variabili che verranno ora utilizzate necessitano di essere meglio specificate. Una pe (...)

26Per quanto l’unità di analisi sia l’individuo, o meglio gli episodi di povertà individuali, la povertà si definisce – come appena visto – a livello familiare. Per questo motivo abbiamo deciso che tutte le variabili facessero riferimento alla famiglia piuttosto che all’individuo. In alcuni casi si è ritenuto quindi necessario riferire le variabili alla persona di riferimento della famiglia, che è stata identificata con l’individuo col maggior reddito; nel caso che tale informazione non fosse univoca, la persona di riferimento è stata identificata con l’intestatario del foglio di famiglia nel registro dell’anagrafe comunale. Per chiarire ulteriormente questo passaggio: l’unità di analisi coincide con gli episodi di povertà degli individui (compresi i minori), i quali vengono però descritti utilizzando variabili definite a livello familiare (tipologia familiare, numero di componenti, presenza di invalidi in famiglia, ecc.) o rispetto alla persona di riferimento (genere e istruzione)11.

27Nella definizione degli episodi di povertà sono stati seguiti i criteri più diffusi in letteratura (Bane e Ellwood, 1986; Jenkins, 2000):

  • gli episodi di povertà sono stati definiti a partire dal panel bilanciato, ossia considerando solo gli individui per i quali erano disponibili informazioni per tutte le otto ondate del Panel Europeo sulle Famiglie (12.423, pari al 47,8% degli individui per i quali si avevano informazioni per almeno un anno);

  • la conclusione degli episodi è definita da un solo tipo di evento (l’uscita dalla povertà) e i differenti episodi sono stati analizzati congiuntamente al di là dell’ordine che assumono all’interno della finestra di osservazione. Dei 9345 episodi di povertà considerati il 71,8% sono infatti primi episodi, il 27,2% secondi e l’1,0% terzi episodi. Per tenere conto dei possibili problemi derivanti dalla strategia appena esposta – la quale assume che gli episodi riconducibili a un singolo individuo siano statisticamente indipendenti gli uni dagli altri – gli errori standard stimati sono stati modificati seguendo le indicazioni di Allison (1984, 54-55);

  • siccome lo stato di povertà degli individui è definito con riferimento a un valore puntuale del reddito equivalente (linea di povertà), potrebbe accadere che piccole variazioni siano sufficienti per avere un cambio di stato (povero/non povero) sovrastimando così le effettive transizioni. Per evitare questo problema, gli episodi di povertà sono stati considerati conclusi quando il reddito equivalente superava il 110% della soglia di povertà;

  • gli episodi di povertà censurati a sinistra non sono stati considerati.

4. Le dinamiche di uscita dalla povertà

  • 12 La funzione di sopravvivenza (survivor function) descrive la probabilità che la durata di un episod (...)
  • 13 Potrà forse sorprendere il lettore che il numero di anni trascorsi dall’inizio dell’episodio di pov (...)

28Lo strumento più efficace per descrivere la distribuzione degli episodi di povertà è la funzione di sopravvivenza12. Nella fig. 2 è rappresentata la funzione di sopravvivenza stimata per il nostro campione: a un anno dall’inizio dell’episodio di povertà il 58% degli individui è ancora povero, il che vuol anche dire che il 42% dopo un anno ha risolto la propria situazione di povertà. Negli anni successivi i valori della funzione di sopravvivenza continuano a diminuire: a due anni dall’inizio dell’episodio il 42% è ancora povero e così via fino al sesto anno quando sono ancora “intrappolati” nella condizione di povertà il 16% degli individui. Come evidenzia la figura, la funzione diminuisce rapidamente all’inizio, poi tende ad appiattirsi dal terzo anno, allorquando il ritmo di riduzione diventa invece costante13.

Fig. 2 Funzione di sopravvivenza degli episodi di povertà

Fig. 2 Funzione di sopravvivenza degli episodi di povertà

Nota: dati non pesati.

Fonte: elaborazione su dati Panel Europeo sulle famiglie, Italia, ondate I-VIII (1994-2001)

29Se questa è la funzione di sopravvivenza dell’intera popolazione, al suo interno si potrà osservare una certa eterogeneità. Consideriamo quindi due variabili chiave della nostra analisi: l’istruzione e la ripartizione geografica di residenza. Si è cercato anche di definire una variabile relativa alla classe sociale. Questa però presenta molti valori mancanti per gli individui non occupati a causa dell’assenza di informazioni sulle (eventuali) precedenti esperienze lavorative. Per questo motivo non è stata utilizzata nelle analisi che seguono.

30La fig. 3 evidenzia come la funzione di sopravvivenza degli episodi di povertà degli individui che vivono in una famiglia in cui la persona di riferimento ha un livello di istruzione medio o alto (diploma o laurea) sia sostanzialmente diversa da quella degli individui che vivono in una famiglia in cui la persona di riferimento ha invece un livello di istruzione basso (fino alla licenza media). A un anno dall’inizio dell’episodio continuano a rimanere in stato di povertà il 46% degli individui con livello d’istruzione medio/alto contro il 62% degli individui con livello d’istruzione basso; al chiudersi della nostra finestra d’osservazione (sesto anno), gli individui ancora in povertà con un livello d’istruzione basso sono quasi il doppio degli individui con livello medio/alto (19% vs. 10%).

Fig. 3 Funzione di sopravvivenza degli episodi di povertà per livello d'istruzione della persona di riferimento

Fig. 3 Funzione di sopravvivenza degli episodi di povertà per livello d'istruzione della persona di riferimento

Nota: dati non pesati.

Fonte: elaborazione su dati Panel Europeo sulle famiglie, Italia, ondate I-VIII (1994-2001)

  • 14 Le funzioni di sopravvivenza sono state qui stimate col metodo Life Table. Nel caso dell’istruzione (...)

31Il divario tra i gruppi è ancora più ampio se si considera la dimensione territoriale (fig. 4). Quasi due terzi (65%) degli individui residenti nel Mezzogiorno sono a un anno dall’inizio dell’episodio ancora in povertà, contro il 42% degli individui che vivono nelle regioni settentrionali o centrali. Dopo sei anni un quinto di chi vive nelle regioni meridionali è ancora povero (21%), mentre permane in povertà appena il 5% di quanti risiedono al Centro e al Nord. La fig. 4 permette in tal modo di esaminare da un ulteriore punto di vista il noto dualismo territoriale che caratterizza la povertà in Italia (Negri e Saraceno, 1996)14.

  • 15 Il tasso di transizione (hazard rate) misura il rischio che un evento accada nell’intervallo infini (...)
  • 16 Per facilitare l’interpretazione dei parametri, nel testo verranno presentati gli odds ratio piutto (...)

32Dopo aver presentato la distribuzione delle durate degli episodi di povertà, passiamo ora ad analizzare come il tasso di transizione15 fuori dalla povertà – che è la variabile dipendente dei modelli che andremo ora a considerare – sia legato a una serie di variabili indipendenti (covariate). Tra i modelli proposti nell’ambito dell’Event History Analysis, utilizzeremo quello piecewise constant exponential (Blossfeld e Rohwer, 2002, 120-130), che può rivelarsi particolarmente utile nel rilevare processi di dipendenza temporale come quelli ipotizzati dalla teoria della persistenza16. Le applicazioni del modello hanno finalità esplorative (Corbetta, Gasperoni e Pisati, 2001): l’obiettivo è quello di rilevare l’effetto di alcune covariate legate al corso di vita familiare sull’uscita dalla povertà, in relazione alle diverse configurazioni strutturali ipotizzate considerando l’istruzione e la ripartizione di residenza. Le covariate – alcune delle quali sono direttamente interpretabili come fasi del corso di vita familiare – cercano di focalizzare tre importanti aspetti: struttura familiare, condizione lavorativa dei componenti, bisogni di cura. Per realizzare la strategia proposta nel precedente paragrafo, il modello verrà stimato per i diversi gruppi definiti dalle variabili strutturali e i risultati saranno confrontati tra di loro nella logica del confronto tra popolazioni (Bohrnstedt e Knoke, 1998, 273-276).

Fig. 4 Funzione di sopravvivenza degli episodi di povertà per ripartizione geografica di residenza della famiglia

Fig. 4 Funzione di sopravvivenza degli episodi di povertà per ripartizione geografica di residenza della famiglia

Nota: dati non pesati. Fonte: elaborazione su dati Panel Europeo sulle famiglie, Italia, ondate I-VIII (1994-2001)

  • 17 Gli anni dal quarto al sesto sono stati accorpati per problemi di collinearità. Bisogna tenere pres (...)

33Consideriamo dapprima la tab. 1, che riporta le stime del modello distinguendo gli individui che vivono in famiglie in cui la persona di riferimento ha un livello di istruzione medio/alto dai soggetti che vivono con persone di riferimento con istruzione bassa. Iniziamo vagliando brevemente le stime globali riportate nelle ultime colonne della tabella. Innanzitutto emerge un forte effetto di dipendenza temporale; a partire dal secondo anno le chance di uscire dalla povertà diminuiscono progressivamente, facendo registrare al secondo anno un odds ratio pari a 0,636, che negli ultimi anni scende a 0,38717.

34La variabile relativa alla tipologia familiare evidenzia invece l’effetto del corso di vita: in particolare gli individui che vivono in famiglie “giovani” – ossia in quelle famiglie, perlopiù coppie, in cui vi è almeno un figlio che ha meno di 14 anni – presentano rispetto agli individui che vivono in famiglie senza figli (siano esse giovani o mature) maggiori difficoltà, con un odds ratio pari a 0,709 (ovvero con chance inferiori di circa un terzo di uscire dalla povertà). Qui è soprattutto importante rilevare la differenza rispetto agli individui membri di famiglie “mature” – ossia quelle in cui tutti i figli hanno 14 anni o più – che hanno invece un odds ratio analogo (1,075) a quello degli individui membri di famiglie senza figli. Gli altri tipi familiari – ovvero le famiglie con membri aggiunti – hanno, sempre rispetto alle famiglie senza figli, un tasso di transizione fuori dalla povertà superiore di oltre il 50% (l’odds ratio è uguale a 1,534), ma l’estrema eterogeneità della categoria rende difficile l’interpretazione di tale effetto. Le possibilità di uscire dalla povertà diminuiscono all’aumentare del numero dei componenti della famiglia, mentre il fatto che la persona di riferimento sia uomo piuttosto che donna non sembra fare differenza.

35Rispetto alla situazione in cui in famiglia vi è un solo breadwinner, la presenza di ulteriori redditi da lavoro fa quasi raddoppiare il tasso di transizione fuori dalla povertà (l’odds ratio è uguale a 1,792), mentre l’assenza di qualsiasi reddito da lavoro lo fa dimezzare (l’odds ratio è pari a 0,567). Delle variabili relative ai carichi di cura, che cercano di evidenziare particolari corsi di vita familiari, solo la presenza di adulti invalidi ha un certo effetto, riducendo di circa un quinto (l’odds ratio è uguale a 0,823) le possibilità di uscire dalla povertà.

36Quando si va a tenere conto delle diverse configurazioni strutturali in termini di istruzione, emergono affinità ma anche divergenze significative, la principale delle quali rinvia ai modelli di dipendenza temporale piuttosto che ai corsi di vita familiari. Infatti, per gli individui con un medio/alto livello familiare di istruzione – ossia per gli individui che vivono in famiglie nelle quali la persona di riferimento possiede un diploma o una laurea – le chance di transizione fuori dalla povertà triplicano nel primo anno (l’odds ratio è uguale a 3,023), come se vi fosse una reazione immediata alla situazione di povertà. Al contrario, per gli individui con una basso livello si instaura a partire dal secondo anno una dinamica temporale negativa, per cui diventa sempre più difficile uscire dalla povertà (l’odds ratio passa da 0,578 a 0,324). Tali risultati richiamano le previsioni della teoria della persistenza, secondo la quale lo stato di povertà innesca meccanismi di auto-alimentazione, che però scattano solo in presenza di un basso livello culturale familiare.

  • 18 Da altre analisi qui non riportate per esigenze di sintesi, emerge come effettivamente nelle famigl (...)
  • 19 Questa osservazione potrebbe collegarsi al dibattito sulla questione del ceto medio, se si concede (...)

37Gli effetti della dimensione della famiglia sono significativamente diversi ma anche inaspettati, non tanto per le migliori opportunità dei piccoli nuclei familiari (rispetto alle famiglie con quattro membri) nei casi di bassi livelli familiari di istruzione, quanto per le peggiori possibilità delle famiglie numerose nei casi di alti e medi livelli di istruzione (l’odds ratio è 0,661, ossia il tasso di transizione fuori dalla povertà diminuisce di circa un terzo). Quest’ultimo non è un dato di cui è facile rendere conto, ma è comunque possibile avanzare qualche congettura. La dimensione di una famiglia è legata ai diversi tipi familiari, ma certamente uno degli attributi più rilevanti è il numero dei figli. Dal punto di vista del nostro modello analitico, i figli sono ambivalenti: costituiscono certamente un bisogno ma possono rappresentare anche una risorsa, a seconda della loro partecipazione al mercato del lavoro piuttosto che al sistema formativo, almeno finché continuano a vivere coi genitori. Se quindi, seguendo il modello della gratificazione differita (Schneider e Lysgaard, 1953), i giovani con un medio/alto livello familiare di istruzione posticipano la partecipazione al mercato del lavoro per permanere nel sistema formativo18, è possibile che tale scelta, strategica nel lungo periodo, possa provocare nel breve periodo uno stress finanziario per la famiglia19.

38Per quanto riguarda le rimanenti variabili emerge una situazione di convergenza, anche se con qualche eccezione. Si evidenzia da una parte l’impatto omogeneo della condizione lavorativa dei membri della famiglia e dall’altra il non impatto dei carichi di cura – i coefficienti non sono significativi con la debole eccezione della presenza di adulti invalidi (l’odds ratio è pari a 0,594) quando la persona di riferimento ha il diploma o la laurea. Sia nel caso di livelli familiari di istruzione medio/alti sia nel caso di livelli bassi, quando si tratta di una famiglia relativamente giovane le chance di uscire dalla situazione di povertà diminuiscono. Le possibilità che l’episodio di povertà sia breve diminuiscono anche quando la persona di riferimento della famiglia è una donna, ma solamente quando il livello di istruzione è basso (l’odds ratio è uguale a 0,801).

39A questo proposito, l’assenza di un generale effetto di genere e la sua presenza per le famiglie la cui persona di riferimento ha un basso livello di istruzione sembrano coerenti con l’interpretazione di Saraceno (2003, 108-109), secondo cui l’aumento dell’instabilità coniugale ha dapprima interessato quei nuclei le cui donne avevano le risorse per affrontare una separazione senza incorrere in difficoltà economiche (non producendo quindi un effetto di genere a livello complessivo), ma si sta diffondendo anche a situazioni più vulnerabili.

40Spostiamo ora la nostra attenzione da una configurazione strutturale di tipo individuale a una di tipo territoriale. Nella tab. 2 il campione è distinto sulla base della ripartizione geografica di residenza. Gli effetti a livello globale ovviamente non cambiano molto: scompare l’effetto legato alla presenza di adulti invalidi, mentre ne emerge uno relativo alla condizione di disoccupazione di uno o più membri della famiglia, che riduce in qualche misura la probabilità di uscire dalla povertà (l’odds ratio è pari a 0,880).

  • 20 Un aspetto che andrebbe approfondito riguarda i possibili effetti della definizione della soglia di (...)

41Confrontando le regioni settentrionali e centrali con quelle meridionali, rimane l’elemento di divergenza costituito dalla diversa dipendenza temporale: nel Mezzogiorno col passare del tempo le chance di uscire dalla povertà si riducono sempre di più, mentre nel Nord e nel Centro vi è un effetto di reazione immediata e solo negli ultimi anni le possibilità di uscita si riducono significativamente20. Se questo è in analogia con quanto avevamo visto con l’istruzione, una interessante novità – interpretabile nei termini del corso di vita – è rilevabile per la tipologia familiare. Si evidenzia infatti come le maggiori difficoltà delle famiglie relativamente giovani siano specifiche dei nuclei meridionali: diversamente da quanto accade nelle regioni settentrionali e centrali, nel Mezzogiorno l’effetto è statisticamente significativo e per le famiglie che si trovano in questa particolare fase del corso di vita le chance di uscire dalla povertà si riducono di quasi la metà (l’odds ratio è pari a 0,583) rispetto a quelle delle famiglie senza figli.

Tab. 1 Modello piecewise constant exponential per le transizioni fuori dalla povertà, per livello di istruzione della persona di riferimento (Italia, 1994-2001)

Tab. 1 Modello piecewise constant exponential per le transizioni fuori dalla povertà, per livello di istruzione della persona di riferimento (Italia, 1994-2001)

Note: p. r. (persona di riferimento). Dati non pesati. Livelli di significatività: p<0,001 (***), p<0,01 (**), p<0,05 (*)

Fonte: Elaborazione su dati Panel Europeo sulle Famiglie, Italia, ondate I-VIII (1994-2001)

Tab. 2 Modello piecewise constant exponential per le transizioni fuori dalla povertà, per ripartizione geografica di residenza della famiglia (Italia, 1994-2001)

Tab. 2 Modello piecewise constant exponential per le transizioni fuori dalla povertà, per ripartizione geografica di residenza della famiglia (Italia, 1994-2001)

Note: p. r. (persona di riferimento). Dati non pesati. Livelli di significatività: p<0,001 (***), p<0,01 (**), p<0,05 (*)

Fonte: Elaborazione su dati Panel Europeo sulle Famiglie, Italia, ondate I-VIII (1994-2001)

42Altri elementi di divergenza sono i seguenti: la presenza di disoccupati nelle famiglie del Mezzogiorno riduce le possibilità di transizione fuori dalla povertà (l’odds ratio è uguale a 0,857); si notano invece le minori chance di uscire dalla povertà nelle regioni settentrionali e centrali quando la persona di riferimento è una donna (l’odds ratio è pari a 0,783).

43Vanno infine riportate alcune affinità che riguardano il nucleo familiare: considerando la composizione delle famiglie secondo l’occupazione, si nota che i risultati sono in linea con le attese e omogenei tra i due gruppi, mentre i carichi di cura continuano a non avere effetti significativi in entrambe le ripartizioni.

5. Discussione

44I risultati delle analisi appena esposti permettono di meglio precisare i contenuti del modello analitico che le ha guidate. Innanzitutto, si conferma come l’approccio dinamico allo studio della povertà consenta di distinguere situazioni che un approccio statico tenderebbe a confondere: dietro lo stato di povertà, così come rilevato dagli indicatori solitamente utilizzati, si nascondono a livello individuale esperienze e significati differenti, che possono essere colti solo seguendo nel tempo i percorsi di vita dei singoli soggetti.

45In questo lavoro sono stati esaminati alcuni canali attraverso i quali le configurazioni strutturali – che sono state qui rilevate facendo riferimento all’istruzione e al territorio – condizionano le dinamiche di uscita dalla povertà. In generale, è emerso che in situazioni di vantaggio, connotate da alto o medio livello di istruzione della persona di riferimento e dal fatto di risiedere nelle regioni settentrionali o centrali, gli individui hanno maggiori chance di reagire immediatamente alla condizione di povertà uscendone velocemente, mentre in situazioni di svantaggio, con bassi livelli di istruzione e residenza nel Mezzogiorno, è più probabile che si instaurino effetti di persistenza.

46Questo risultato piuttosto scontato nasconde tuttavia dinamiche di riequilibrio e di persistenza forse poco prevedibili alla luce delle tradizionali linee di ricerca (v. tab. 1). Si è infatti notato che la maggiore istruzione si conferma un ottimo canale di risalita nel periodo immediatamente successivo a quello della caduta, mentre negli anni seguenti si fa invece strada con chiarezza l’effetto negativo della scarsa istruzione. In altri termini, se da una parte può essere dato per acquisito che la bassa istruzione con lo scorrere del tempo deprima sempre più le possibilità di uscita da una situazione di disagio, non si può d’altra parte affermare che, passato il periodo di forte mobilitazione iniziale, l’istruzione media e alta continui a rappresentare una risorsa realmente spendibile per aumentare le chance di ripristino del precedente equilibrio, e questo probabilmente perché subentrano altri fattori (contingenti) che riducono il peso relativo dell’istruzione. Si pensi ad esempio al mancato aggiornamento (delle persone non più occupate) in settori che usano una tecnologia avanzata, al peggioramento della situazione economica generale, oppure ancora alla ridotta idoneità a svolgere agevolmente lavori che richiedono particolari abilità: sono tutti fattori, questi, che possono facilmente neutralizzare il maggior peso di un’istruzione superiore ai fini di un reinserimento non immediato nel mercato del lavoro.

47Altrettanto interessante è risultato il ruolo svolto dal fattore geografico. Nella tab. 2 sono stati riportati gli effetti differenziali della divisione territoriale rispetto a una serie di fattori considerati rilevanti per lo studio della dinamica della povertà – gli stessi già considerati per il controllo con la variabile istruzione. Qui un fatto sembra dominare lo scenario: l’esistenza di un certo parallelismo tra istruzione e ripartizione geografica quando si considera l’anno di uscita dallo stato di disagio. Alla stregua di quanto accade per la bassa istruzione, infatti, anche per il Mezzogiorno si delinea una chiara e inesorabile tendenza a una riduzione della probabilità di uscita dalla povertà a partire dal secondo anno dell’intervallo considerato. È ragionevole ipotizzare a questo proposito che condizioni strutturali (economiche e socio-culturali) sfavorevoli e scarsa istruzione si rinforzino a vicenda producendo una situazione preoccupante se non si mettono in atto interventi ad hoc.

48È difficile stabilire quali siano i meccanismi che danno luogo a tali effetti, se di tipo culturale o di tipo psico-sociale. Soprattutto nel Mezzogiorno il perpetuarsi di condizioni economiche sfavorevoli può, in certe fasce della popolazione, sostenere una “cultura della povertà”, una sorta di condizione di disagio endemica, in cui il benessere non rappresenta l’unica alternativa alla deprivazione e la sopravvivenza è resa possibile dall’adozione di particolari strategie: sfruttando reti familiari, ricorrendo al lavoro nero, riducendo i consumi, ecc. D’altra parte, la difficoltà nel controllare il rapporto tra risorse e bisogni nei contesti svantaggiati può anche indurre sentimenti di sfiducia nelle istituzioni e conseguente scoraggiamento, innescando così processi demotivanti che finiscono per allungare i tempi di uscita dalla povertà. Va in ogni caso sottolineato come i meccanismi di persistenza non scattino sempre e comunque nel momento in cui un individuo cade in uno stato di povertà, ma solo se ricorrono particolari condizioni di svantaggio.

49Un altro canale attraverso il quale le configurazioni strutturali influiscono sulle dinamiche della povertà è rappresentato dai corsi di vita. Qui è interessante notare come le carriere lavorative che si combinano nei corsi di vita familiare abbiano effetti “trasversali” rispetto alle configurazioni, mentre ciò che fa realmente la differenza è costituito dalla tipologia e dalla dimensione delle famiglie. Quelle giovani, con almeno un figlio che ha meno di 14 anni, hanno nel Mezzogiorno difficoltà a uscire dalla povertà (OR = 0,583 in tab. 2), mentre le famiglie numerose (cinque o più componenti) fanno invece fatica quando il livello di istruzione della persona di riferimento è medio o alto (OR = 0,661 in tab. 1). Questo inaspettato risultato può essere spiegato con la volontà di queste famiglie di assicurare ai propri figli i titoli educativi necessari a conservare la posizione sociale ereditata da padri e madri, rinunciando al reddito che i figli potrebbero invece generare partecipando al mercato del lavoro. In altri termini, per un investimento di lungo periodo sono disposti ad affrontare uno stress finanziario nell’immediato.

  • 21 A conclusioni analoghe, usando dati Ibfi, giungono anche Quintano, Castellano e Regoli (2009).

50Fin qui i nostri risultati sulla base dei dati del Panel Europeo sulle Famiglie, che copre il periodo 1994-2001. A partire dal 2003, come notato nel par. 3, l’Eurostat ha avviato una nuova indagine campionaria (EU-SILC) – in sostituzione della precedente – che fornisce i dati sui redditi e le condizioni di vita delle popolazioni dell’Unione Europea. Utilizzando questi dati, Brandolini (2009) è pervenuto alla conclusione che, nel triennio 2003-2005, l’incidenza della povertà è rimasta stabile; analogo risultato, ma con stime di 2-3 punti percentuali più alte, ha ottenuto con dati Ibfi (Indagine sui bilanci delle famiglie italiane) della Banca d’Italia. Tuttavia, se si considera non la popolazione nel suo complesso ma gruppi individuati in base a particolari caratteristiche socio-demografiche, emerge un sostanziale cambiamento nella distribuzione dei redditi in un intervallo temporale molto più ampio (1993-2006)21: con riferimento alla condizione occupazionale del principale percettore di reddito della famiglia, si nota infatti che aumentano molto di più i redditi delle famiglie di lavoratori autonomi (in maggiore misura), di dirigenti e pensionati rispetto ai redditi percepiti dalle famiglie di operai e impiegati. Questa diversa dinamica dei redditi familiari influenza l’incidenza della povertà nei gruppi esaminati: quest’ultima è diminuita tra le persone che vivono in famiglie di lavoratori autonomi (riduzione più accentuata) e di pensionati, è rimasta nulla nelle famiglie di dirigenti, ed è aumentata tra coloro che vivono in famiglie operaie (quota maggiore) e impiegatizie.

51La distribuzione dei redditi non subisce invece sostanziali variazioni se si utilizza il criterio geografico (Brandolini, 2009). In tal caso, si vede che la struttura della povertà è rimasta pressoché invariata nel periodo 1993-2006, con un’incidenza nel Mezzogiorno più che quadrupla di quella osservata per il Centro-Nord.

  • 22 Questo risultato, come sostengono gli autori, trova supporto empirico anche in un loro precedente l (...)
  • 23 L’uso del condizionale nel prevedere questa serie di effetti è consigliato dagli stessi autori (Dev (...)

52La tendenza alla stabilità a livello generale del fenomeno della povertà è stata osservata anche da Devicienti e Poggi (2009) utilizzando i dati EU-SILC del biennio 2004-2005. Nell’approfondire il rapporto tra povertà (intesa come insufficienza di reddito) ed esclusione (o privazione economica e sociale, definita attraverso quattro dimensioni: impossibilità di soddisfare le necessità di base, impossibilità di accedere a beni e servizi di largo consumo, il non avere un’abitazione adeguata e l’avere un cattivo stato di salute), i due studiosi arrivano alle seguenti conclusioni: 1) nel biennio in esame, una quota di circa il 31% della popolazione soffre di una qualche privazione in almeno una delle quattro dimensioni considerate; 2) la percentuale dei poveri oscilla tra il 20 e il 22% ; 3) povertà ed esclusione sono fenomeni interconnessi22 e costituirebbero entrambi «processi ad alto grado di persistenza dinamica» con «rilevanti effetti di spillovers» (p. 90), per cui essere poveri (o esclusi) in un certo anno farebbe aumentare la probabilità di essere esclusi (o poveri) in futuro. La conseguenza immediata è che combattendo la povertà si otterrebbe anche una riduzione dell’area dell’esclusione, e viceversa23.

53La situazione della povertà negli anni successivi al 2005 è segnata dalla profonda crisi economica iniziata nel 2008 e attualmente ancora in evoluzione. I dati EU-SILC sono in genere resi disponibili un paio di anni dopo la raccolta, per cui non è facile reperire informazioni aggiornate derivanti da ricerche longitudinali. Un quadro degli anni più recenti è offerto da una simulazione basata ancora su dati EU-SILC, del 2007 con redditi 2006, aggiornati però a valori monetari 2009 (Baldini e Ciani, 2010). Ebbene, i risultati indicano che anche in Italia, a somiglianza di quanto sta accadendo in altri paesi europei (Ward et al., 2009), la disoccupazione ha lambito in misura di gran lunga superiore alla media i lavoratori giovani (l’82% dei posti di lavoro perduti interessa individui con età fino a 40 anni), quelli con basso livello d’istruzione e con cittadinanza straniera, cioè i gruppi sociali tradizionalmente tra i più esposti. Per quanto riguarda l’area di residenza, non emergono “particolari concentrazioni geografiche” degli effetti della crisi in qualcuna delle tre grandi circoscrizioni (Nord, Centro, Sud), anche se si nota un moderato aumento dell’incidenza della povertà nel Nord.

54In conclusione, sembra che emerga un panorama abbastanza variegato di come le aspirazioni e le risorse degli individui si possano coniugare con i vincoli strutturali al fine di interpretare le dinamiche di un equilibrio compromesso da elementi contingenti. Nel nostro studio si è offerto solo uno spaccato di tale scenario, incentrando l’analisi su due fattori, l’istruzione e il territorio. Si spera comunque che la ricerca del prossimo futuro approfondisca questo filone, considerando configurazioni strutturali più articolate, che siano capaci di cogliere l’evoluzione della povertà a livello di gruppi sociali ben individuati. Questo approfondimento dell’analisi, anche se più difficile da realizzare per la scarsa disponibilità di dati adeguati, consentirebbe tuttavia di progettare politiche di contrasto alla povertà più mirate e quindi potenzialmente più efficaci.

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Note

1 Sulla superiorità della prospettiva dinamica rispetto a quella statica, si rinvia, tra i molti lavori sull’argomento, a Franzini (2010, 50-55), che ha anche il pregio di offrire un quadro sintetico, chiaro e aggiornato su povertà e disuguaglianze in Italia.

2 Per una risposta a queste critiche si rinvia a Leisering (2003).

3 «Nell’ambito dei modelli psico-sociali può intervenire anche un meccanismo di learned helplessness: l’accumulo di esperienze di fallimento, attraverso le quali un beneficiario scivola e rimane in una condizione di disoccupazione e povertà, potrebbe via via diminuire la sua capacità di riconoscere e sfruttare le buone occasioni che gli si presentano […]» (Contini e Negri, 2004, 133-134).

4 Bane e Ellwood (1994) citano anche un terzo modello, quello della scelta razionale, secondo il quale l’individuo esamina le opzioni di scelta che gli si presentano, le valuta sulla base delle proprie inclinazioni e preferenze per scegliere quella che gli assicura la maggiore utilità o soddisfazione. In un contesto come quello italiano, segnato dalla povertà delle politiche di sostegno al reddito (Ferrera, 2006, 227-283), è però difficile pensare che la dipendenza dall’assistenza sociale possa costituire una strategia razionale. Per una critica più generale al modello della scelta razionale applicato alla dipendenza dal welfare si rinvia a Bane e Ellwood (1994, 69).

5 Non bisogna però dimenticare che «l’idea di esclusione, più che come concetto, si è sviluppata come “discorso” in cui sono confluiti paradigmi analitici diversi, non sempre fra loro congruenti» (Negri, 2007, 188). Ne è quindi derivato un concetto analiticamente fecondo e politicamente rilevante, ma privo di un contenuto univoco e coerente.

6 Per una discussione del problema dell’attrito nel Panel Europeo sulle Famiglie si rinvia a Rendtel et al. (2004).

7 Si è poi preferito utilizzare il Panel Europeo sulle Famiglie rispetto all’Indagine sui bilanci delle famiglie italiane della Banca d’Italia poiché quest’ultima, trattandosi di uno split panel (Duncan e Kalton, 1987), prevede solo una quota di individui (3604 nel 2004, pari a circa il 45,0% del campione) che vengono reintervistati negli anni (Banca d’Italia, 2006).

8 Per una rassegna delle principali tecniche di analisi longitudinale utilizzate negli studi sulla povertà si rinvia a Bosco e Negri (2003) e a Walker e Leisering (2003).

9 In seconda istanza si potrebbero considerare gli episodi di non povertà (successivi agli episodi di povertà) e quindi le transizioni dentro la povertà. Per analisi che vertono su questi stessi dati – in cui entrambi questi aspetti sono considerati – si veda Devicienti e Gualtieri (2004; 2006; 2007). Altre analisi sulla povertà nel Panel Europeo sulle Famiglie, svolte quando non erano ancora disponibili tutte le otto ondate dell’intero ciclo, sono contenute in CIES (2002, 138-144), Giampaglia e Biolcati-Rinaldi (2003), ISTAT (2000, 427-440), Pannuzi (2002).

10 Per dettagli, si rinvia a Freguja e Pannuzi (2007).

11 Alcune delle variabili che verranno ora utilizzate necessitano di essere meglio specificate. Una persona è definita invalida se dichiara di essere pesantemente ostacolata nello svolgimento delle proprie attività quotidiane da malattie, infermità croniche, disturbi psichici o disabilità.

Le ripartizioni geografiche seguono la tradizionale classificazione ISTAT.

Per livello di istruzione basso si intende fino alla licenza di scuola media inferiore, mentre per livello di istruzione medio/alto il diploma di scuola media superiore e la laurea (per quanto la corrispondenza non sia puntuale in quanto nel Panel Europeo sulle Famiglie questa variabile unisce il titolo di studio e la formazione sul lavoro). Questa variabile presenta anche il problema di essere stata rilevata nel momento in cui le persone iniziavano a far parte del Panel per essere aggiornata solo a partire dalla quinta ondata (1998). Inoltre, sempre prima della quinta ondata gli individui ancora a scuola erano classificati a parte. Nel nostro caso questi problemi non dovrebbero essere troppo rilevanti in quanto viene considerato il livello di istruzione della persona di riferimento della famiglia, per la quale si suppone che nella maggior parte dei casi si sia già completato il percorso educativo.

12 La funzione di sopravvivenza (survivor function) descrive la probabilità che la durata di un episodio sia maggiore di un certo valore t, ossia la probabilità che un evento accada dopo t. La probabilità che un evento accada dopo t costituisce d’altra parte la probabilità di “sopravvivere” fino a t (Blossfeld e Rohwer, 2002, 31-37; Tuma, 1994, 141-143).

13 Potrà forse sorprendere il lettore che il numero di anni trascorsi dall’inizio dell’episodio di povertà arrivi al massimo a sei – cfr. fig. 2 e seguenti – mentre i dati sono stati rilevati per otto anni (dal 1994 al 2001). Bisogna però ricordare che, per non considerare gli episodi di povertà in corso all’inizio della finestra di osservazione (censurati a sinistra), si sono potuti selezionare solo gli episodi iniziati a partire dal 1995 (per potere accertare che l’anno precedente la condizione fosse di non povertà). L’anno zero delle analisi qui sviluppate non può quindi essere il 1994 ma il 1995 o gli anni seguenti La funzione di sopravvivenza considera se l’anno successivo l’individuo persiste nella condizione di povertà o ne è invece uscito: quindi, se l’episodio di povertà è iniziato proprio nel 1995, possono trascorrere al massimo sei anni dall’inizio dell’episodio (quelli dal 1996 al 2001).

14 Le funzioni di sopravvivenza sono state qui stimate col metodo Life Table. Nel caso dell’istruzione e della ripartizione geografica di residenza, l’ipotesi dell’uguaglianza delle funzioni di sopravvivenza è falsificata seguendo il criterio del Log-rank test (Blossfeld e Rohwer, 2002, 79-81).

15 Il tasso di transizione (hazard rate) misura il rischio che un evento accada nell’intervallo infinitesimale (t, t’) condizionato al fatto che l’evento non si sia manifestato prima di t, e può essere interpretato come la propensione al cambiamento da uno stato all’altro (Allison, 1984, 16-17; Blossfeld e Rohwer, 2002, 31-34; Tuma, 1994, 142).

16 Per facilitare l’interpretazione dei parametri, nel testo verranno presentati gli odds ratio piuttosto che i coefficienti. Si ricorda che l’interpretazione dei parametri del modello va fatta in relazione alla categoria di riferimento, riconoscibile nelle tabelle dal fatto che il rispettivo odds ratio assume valore uguale a 1.

17 Gli anni dal quarto al sesto sono stati accorpati per problemi di collinearità. Bisogna tenere presente che gli effetti di dipendenza temporale stimati da questo modello (come da quello successivo) possono essere inflazionati da quei fenomeni di cui non si è riusciti a tenere conto, come i trasferimenti familiari o il diverso sistema di welfare a livello locale. È questo il problema della cosiddetta eterogeneità non osservata (Davies, 1994, 3-5).

18 Da altre analisi qui non riportate per esigenze di sintesi, emerge come effettivamente nelle famiglie numerose con bassi livelli di istruzione vi siano più lavoratori rispetto alle famiglie numerose con alti e medi livelli di istruzione.

19 Questa osservazione potrebbe collegarsi al dibattito sulla questione del ceto medio, se si concede che questa non sia una novità degli ultimi anni ma un processo più lungo, per cui anche gli anni a cui fanno riferimento i nostri dati (1994-2001) siano rilevanti. In particolare, l’ osservazione si collega alla linea interpretativa per cui il “malessere del ceto medio” non sarebbe legato a effettivi processi di impoverimento ma alle difficoltà a perpetuare le proprie condizioni (Bagnasco, 2005). Tra le prerogative del ceto medio che vuole rimanere tale vi sarebbero anche le strategie di riproduzione sociale nel campo dell’istruzione, strategie irrinunciabili anche se mettono a dura prova l’equilibrio tra bisogni e risorse all’interno delle famiglie.

20 Un aspetto che andrebbe approfondito riguarda i possibili effetti della definizione della soglia di povertà a livello nazionale piuttosto che locale. La soglia di povertà nazionale qui utilizzata, rendendo la povertà più intensa nelle regioni meridionali e meno intensa nelle regioni settentrionali e centrali, porta a una sovrastima dei tassi di transizione fuori dalla povertà nel Nord-Centro e a una sottostima nel Mezzogiorno.

21 A conclusioni analoghe, usando dati Ibfi, giungono anche Quintano, Castellano e Regoli (2009).

22 Questo risultato, come sostengono gli autori, trova supporto empirico anche in un loro precedente lavoro (Devicienti e Poggi, 2007).

23 L’uso del condizionale nel prevedere questa serie di effetti è consigliato dagli stessi autori (Devicienti e Poggi, 2009, 91) a causa del fatto che non esiste un consenso unanime sulla strategia metodologica più appropriata per stimare gli effetti da essi evidenziati.

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Indice delle illustrazioni

Titolo Fig. 1 Il modello analitico
URL http://journals.openedition.org/qds/docannexe/image/631/img-1.jpg
File image/jpeg, 164k
Titolo Fig. 2 Funzione di sopravvivenza degli episodi di povertà
Legenda Nota: dati non pesati.
Credits Fonte: elaborazione su dati Panel Europeo sulle famiglie, Italia, ondate I-VIII (1994-2001)
URL http://journals.openedition.org/qds/docannexe/image/631/img-2.jpg
File image/jpeg, 32k
Titolo Fig. 3 Funzione di sopravvivenza degli episodi di povertà per livello d'istruzione della persona di riferimento
Legenda Nota: dati non pesati.
Credits Fonte: elaborazione su dati Panel Europeo sulle famiglie, Italia, ondate I-VIII (1994-2001)
URL http://journals.openedition.org/qds/docannexe/image/631/img-3.jpg
File image/jpeg, 40k
Titolo Fig. 4 Funzione di sopravvivenza degli episodi di povertà per ripartizione geografica di residenza della famiglia
Credits Nota: dati non pesati. Fonte: elaborazione su dati Panel Europeo sulle famiglie, Italia, ondate I-VIII (1994-2001)
URL http://journals.openedition.org/qds/docannexe/image/631/img-4.jpg
File image/jpeg, 40k
Titolo Tab. 1 Modello piecewise constant exponential per le transizioni fuori dalla povertà, per livello di istruzione della persona di riferimento (Italia, 1994-2001)
Legenda Note: p. r. (persona di riferimento). Dati non pesati. Livelli di significatività: p<0,001 (***), p<0,01 (**), p<0,05 (*)
Credits Fonte: Elaborazione su dati Panel Europeo sulle Famiglie, Italia, ondate I-VIII (1994-2001)
URL http://journals.openedition.org/qds/docannexe/image/631/img-5.jpg
File image/jpeg, 112k
Titolo Tab. 2 Modello piecewise constant exponential per le transizioni fuori dalla povertà, per ripartizione geografica di residenza della famiglia (Italia, 1994-2001)
Legenda Note: p. r. (persona di riferimento). Dati non pesati. Livelli di significatività: p<0,001 (***), p<0,01 (**), p<0,05 (*)
Credits Fonte: Elaborazione su dati Panel Europeo sulle Famiglie, Italia, ondate I-VIII (1994-2001)
URL http://journals.openedition.org/qds/docannexe/image/631/img-6.jpg
File image/jpeg, 120k
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Per citare questo articolo

Notizia bibliografica

Ferruccio Biolcati-Rinaldi e Giuseppe Giampaglia, « Dinamiche della povertà, persistenze e corsi di vita »Quaderni di Sociologia, 56 | 2011, 151-179.

Notizia bibliografica digitale

Ferruccio Biolcati-Rinaldi e Giuseppe Giampaglia, « Dinamiche della povertà, persistenze e corsi di vita »Quaderni di Sociologia [Online], 56 | 2011, online dal 30 novembre 2015, consultato il 04 décembre 2020. URL: http://journals.openedition.org/qds/631; DOI: https://doi.org/10.4000/qds.631

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Autori

Ferruccio Biolcati-Rinaldi

Dipartimento di Studi Sociali e Politici - Università di Milano

Giuseppe Giampaglia

Dipartimento di Economia - Università di Napoli “Federico II”

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