Quando usare il “non so” e la categoria centrale nelle domande dei
questionari?
Gianluca Bo, Silvia Gattino e Michele Roccato*
Si sono studiati gli effetti della presenza/assenza delle categorie centrale e non so sulle risposte ai questionari, utilizzando 4 scale unipolari nelle quali è stata manipolata l’inclusione/esclusione delle due categorie oggetto della ricerca. Sono state così ottenute quattro diverse condizioni di somministrazione che hanno coinvolto complessivamente 406 studenti universitari torinesi. Si è evidenziato che: a) l’esclusione di queste due categorie incide poco sul numero di missing e molto sul numero di risposte non so e centrali; b) effetti analoghi sono esercitati dal posizionamento degli item nel questionario; c) le mancate risposte, la categoria non so e quella centrale hanno specifiche valenze cognitivo-affettive; d) l’uso della categoria centrale può essere distorto dall’acquiescenza sociale. Vengono discussi alcuni effetti di questi risultati sulla pratica della ricerca.
Parole chiave: Surveys, Attitude measurement, Questionnaire, Data collection Introduzione
Lo scopo generale di chi conduce un’inchiesta o un sondaggio è quello di ottenere dati fedeli, ossia capaci di riflettere gli stati “veri” degli intervistati sulle proprietà analizzate (Marradi, 1990). Questo obiettivo può originare due sotto-obiettivi: a) minimizzare il numero delle risposte mancanti; b) massimizzare il numero delle risposte “schierate” in posizione favorevole o sfavorevole agli item, a discapito delle risposte che esprimono neutralità o ignoranza sul tema studiato. Tuttavia, l’obiettivo generale ed i sotto-obiettivi possono confliggere. Infatti, forzare gli eventuali rispondenti genuinamente neutrali o ignoranti sui temi toccati a “schierarsi” pro o contro gli item rischia di ridurre la fedeltà dei dati. D’altro canto, consentire agli intervistati di esprimere una posizione centrale e di rispondere non so può promuovere solo in apparenza la fedeltà dei dati raccolti, dato che conduce a seri problemi in
* Questo articolo è frutto di un lavoro comune, ed ogni suo aspetto è stato discusso e concordato
fra gli autori. La stesura dei paragrafi è stata però così suddivisa: Gianluca Bo ha scritto i paragrafi 2.1 e 2.2; Silvia Gattino l’Introduzione e i paragrafi 1 e 2.4; Michele Roccato il paragrafo 2.3 e le Conclusioni. Ringraziamo Michele Lalla per i preziosi consigli che ci ha fornito in sede di progettazione della ricerca.
sede di codifica (ad esempio, non è chiaro se la categoria centrale venga effettivamente percepita come neutrale e quale codice vada attribuito alle risposte non so).
La scelta dell’inclusione/esclusione della categoria centrale e della categoria non so è insomma piuttosto rilevante e tende ad essere fatta seguendo soprattutto due principi. Il primo è la tradizione della disciplina in cui si opera: in psicologia sociale si preferiscono le scale con categoria centrale e senza non so, mentre in sociologia ed in politologia si tende a scegliere caso per caso, seguendo tre principali strategie: a) includere sia la centrale, sia la non so; b) includere solo la centrale (talvolta etichettandola “indeciso”, e dunque collocandola a metà fra una “vera” posizione neutrale e una risposta non so); c) includere solo la non so (codificandola, nella maggior parte dei casi, come centrale). Il secondo criterio di scelta si fonda sulle preferenze (di solito non esplicitate) del ricercatore. Rarissime sono invece le decisioni fondate su dati di ricerca che indichino le condizioni in cui l’inclusione/esclusione di queste categorie sia raccomandabile o sconsigliabile: questo anche per la scarsità dei lavori volti a studiare empiricamente tali questioni.
Il presente articolo intende portare un contributo in questa direzione, studiando gli effetti dell’inclusione/esclusione della categoria centrale e della non so sulla dislocazione delle risposte. È a questo punto necessaria una breve chiarificazione terminologica: definiremo informative tutte le risposte valide ad esclusione della non so, e connotate le risposte che esprimono una posizione positiva o negativa nei confronti degli item.
1. Materiali e metodi
Sono stati utilizzati quattro questionari, ognuno composto da quattro diverse scale unipolari – due con oggetto interno e due con oggetto esterno – rappresentative degli strumenti impiegati nelle scienze sociali e psicologiche. L’ordine di presentazione delle batterie è il seguente: a) una scala di importanza (batteria delle Cose importanti dello Iard: Buzzi, Cavalli e De Lillo, 1997), con 16 item e 4 categorie di risposta; b) una scala di accordo-disaccordo (batteria sull’Immigrazione dell’Ires Piemonte, 1995), con 18 item e 4 categorie di risposta; c) un termometro dei sentimenti (pagelle ai Partiti), con 14 item e 10 categorie di risposta; d) una scala di autodescrizione (selezione del Big Five Questionnaire – BFQ –: Caprara, Barbaranelli e Borgogni, 1993)1, con 20 item e 2 categorie di risposta. Il formato che
abbiamo appena riportato è quello più semplice (assenza della categoria centrale e della non so). Ogni batteria è stata in realtà presentata in 4 diversi
formati, manipolando unicamente la presenza/assenza delle due categorie considerate. Sono stati così costituite quattro condizioni di somministrazione
uguali within condizione e diverse between condizione: a) inclusione sia della
categoria centrale sia della non so; b) inclusione della centrale ed esclusione della non so; c) esclusione della centrale ed inclusione della non so; c) esclusione di entrambe le categorie. D’ora in poi queste condizioni verranno rispettivamente definite ALL, CENT, NONSO e NIHIL.
I quattro questionari sono stati somministrati in forma autocompilata in maniera numericamente equilibrata a 406 studenti (28.2% maschi, 71.8% femmine, età media 22.98 anni) di diverse facoltà dell’Ateneo torinese2. A
causa dell’elevato numero di risposte mancanti nelle variabili sociodemografiche, 9 partecipanti sono stati eliminati dall’analisi: le elaborazioni effettivamente condotte si riferiscono dunque a 397 casi.
2. Risultati
Gli effetti complessivi sulla dislocazione delle risposte
Prima di descrivere i dati, una breve digressione. Nel disegno di ricerca, ci sono due classi di elementi capaci di influenzare la dislocazione delle risposte degli intervistati. Da un lato alcuni aspetti fissi (contenuto e formato originario della batteria), dall’altro alcuni elementi che variano nelle differenti condizioni di somministrazione (presenza/assenza della categoria centrale e della non so).
Il contenuto delle quattro batterie può essere ricondotto alla polarità
facile/difficile, non tanto in termini psicometrici (posizione relativa dell’item
rispetto all’abilità del soggetto), quanto in base all’incrocio fra due criteri: a) il locus dell’oggetto: gli item con oggetto interno (Cose importanti e BFQ) sono più facili di quelli con oggetto esterno (Immigrazione e Partiti), perché per rispondere ad essi si ricorre plausibilmente a schemi cognitivi più disponibili ed accessibili in memoria (Krenz e Sax, 1987); b) il grado di stereotipia delle risposte elicitato dagli item. Gli statement delle Cose
importanti e dell’Immigrazione stimolano verosimilmente risposte più
stereotipate di quelli dei Partiti e del BFQ, perché la risposta ad essi è regolata da precise norme sociali (ad esempio, dire che l’amore non è importante è sanzionato negativamente, così come ammettere di pensare che la presenza di immigrati rende necessaria una maggiore diffusione del porto d’armi tra i cittadini italiani). Ciò equivale a dire che il grado di stereotipia delle risposte è proporzionale al valore scalare di desiderabilità sociale dell’item. La prima dimensione di difficoltà è quindi funzione dell’ignoranza circa il contenuto dell’item, la seconda della reticenza a rispondere
sinceramente. Dall’incrocio di questi due criteri deriva che quella delle Cose
importanti è in assoluto la batteria più facile, che Immigrazione e BFQ hanno
una difficoltà intermedia, mentre le domande sui Partiti sono le più difficili. Per evidenziare gli effetti che i diversi elementi del disegno di ricerca hanno sulla dislocazione delle risposte3, abbiamo confrontato le percentuali di
risposte di diverso tipo registrate nelle differenti condizioni4. Nella tabella 1
vengono presentati i risultati ottenuti per le 4 batterie secondo l’ordine con cui queste compaiono nel questionario, accorpando tutte le condizioni di somministrazione.
Tab. 1. Effetti nelle diverse batterie dell’inclusione/esclusione del non so della categoria centrale sulla dislocazione delle risposte (percentuali, N=397)
Batteria Dati Connotate CentraliRisposteNon so Mancanti
Cose importanti Originari 92,9% 6,1% 0,5% 0,5% Riprop. 86,8% 12,2% 0,5% 0,5% Immigrazione Originari 84,1% 10,8% 4,1% 0,9% Riprop. 78,1% 16,8% 4,1% 0,9% Partiti Originari 81,8% 3,1% 10,5% 4,7% Riprop. 76,6% 8,3% 10,5% 4,7%
Big Five Originari 79,4% 16,5% 3,3% 0,9%
Riprop. 79,4% 16,5% 3,3% 0,9%
Tutte le batterie
Originari 84,3% 9,8% 4,3% 1,6%
Riprop. 80,2% 13,9% 4,3% 1,6%
Ragionando sulle frequenze originarie si nota una progressiva caduta della quota di risposte connotate, che passa dal 92,9% (Cose importanti) al 79,4% (BFQ). In prima approssimazione questo risultato può essere interpretato facendo riferimento all’ordine di presentazione delle batterie, ipotizzando che, procedendo nella compilazione del questionario, il prendere una posizione connotata diventi un compito cognitivamente sempre più arduo. Occorre però notare che le frequenze originarie non informano sull’effetto netto del contenuto o del formato, ma sulla loro interazione.
Al contrario, osservare le frequenze riproporzionate permette di isolare l’azione del contenuto. Così facendo, la progressione si perde, il che induce ad una duplice osservazione. La prima è che, al di là dell’effetto stanchezza, il formato di risposta estremamente costrittivo che caratterizza il BFQ riduce
considera il fatto che, eliminando l’effetto formato, la probabilità di ottenere una risposta connotata è direttamente proporzionale alla facilità della batteria. La tipologia delle scale aiuta anche nella comprensione dei differenti pattern di risposte non connotate che si registrano nelle diverse batterie. Se il quesito è facile (Cose importanti), è plausibile che il rispondente abbia delle difficoltà a dichiarare la propria ignoranza o a non rispondere in quanto, non essendo ammissibile la non conoscenza dell’argomento della domanda, la non risposta sarebbe automaticamente attribuita a reticenza. Se proprio il soggetto non sa (o non vuole) prendere una posizione connotata, può al più optare per una posizione centrale. Tale fenomeno si conferma a livello di difficoltà intermedio (Immigrazione, BFQ), dove la difficoltà maggiore giustifica solo parzialmente il non so (in misura maggiore se la difficoltà è generata da ignoranza), mentre porta un più elevato numero di soggetti a scegliere la posizione intermedia. Nella batteria relativa ai Partiti (massimo livello di difficoltà) è infine meno forte la tendenza a rifugiarsi nella centrale, in quanto è ammesso non sapere, e, di conseguenza, cresce in modo sostanzioso la frequenza delle risposte non so.
L’influenza del contenuto, del formato e dell’inclusione/esclusione della categoria centrale e della non so sul numero di missing è invece per lo più irrilevante (fatto salvo il caso dei Partiti, che analizzeremo nel dettaglio nel prossimo paragrafo) e segue un andamento assimilabile a quello del non so. Dalle considerazioni precedenti emerge un primo indizio sul fatto che la valenza psicosociale del lasciare un dato mancante, del rispondere non so e del selezionare l’opzione centrale è differente. Approfondiremo tale questione nel par. 2.3.
Gli effetti dell’inclusione/esclusione delle categorie non so e centrale sulla dislocazione delle risposte
Nella figura 1 è presentata la frequenza delle diverse categorie di risposta nelle 4 condizioni di somministrazione, aggregando tutte le batterie. Per stimare gli effetti che le diverse condizioni di somministrazione esercitano sulla dislocazione delle risposte, abbiamo utilizzato la condizione ALL (colonne in nero) come condizione di controllo, analizzando come si modifica nelle altre condizioni il pattern di risposta ottenuto.
Innanzitutto viene confermata la sostanziale ininfluenza delle differenti condizioni di somministrazione sul numero dei missing, che nella condizione più restrittiva non raggiunge il 3%.
Fig. 1. Effetti dell’inclusione/esclusione del non so e della categoria
centrale sulla dislocazione delle risposte (Tutte le batterie)
6,3 0,9 68,9 29,4 0,0 1,7 0,00,0 11,10,0 1,12,6 26,5 66,2 87,9 97,4 0,0 25,0 50,0 75,0 100,0
CONNOTA CENTRALI NON SO MISSING
ALL CENT NOSO NIHIL
Si osserva che eliminando la modalità non so (condizione CENT) le risposte non so si ripartiscono equamente tra le connotate e le centrali, che raccolgono rispettivamente il 68,9% e il 29,4% delle risposte. Nella condizione NONSO (senza centrale) il non so aumenta solo del 4,8% mentre la restante quota di risposte centrali (circa il 20%) confluisce nelle connotate, che raggiungono l’87,9% delle risposte. Nella condizione più restrittiva (NIHIL) il 97,4% delle risposte viene collocato nelle opzioni connotate.
Se si va a scomporre ciò che accade nelle diverse batterie (Figg. 2.1 – 2.4) si registrano andamenti riconducibili alla classificazione degli strumenti secondo questo schema: l’ignoranza tende a confluire nella categoria non so, mentre la reticenza in quella centrale.
Fig. 2. Effetti dell’inclusione/esclusione del non so e della centrale sulla dislocazione delle risposte nelle batterie
2.1 Cose importanti (dati riproporzionati)
23.1 1.0 1.6 73.8 26.0 0.0 0.0 0.0 1.00.0 0.2 0.1 74.3 0.2 98.8 99.9 0.0 25.0 50.0 75.0 100.0
CONNOT. CENTRALI NON SO MISSING
ALL CENT NONSO NIHIL
31.2 6.3 0.3 63.0 36.6 0.0 0.4 89.2 0 10.1 0.7 0 0 2.3 62.1 97.7 0.0 25.0 50.0 75.0 100.0
CONNOT. CENTRALI NON SO MISSING ALL CENT NONSO NIHIL
2.3 Partiti (dati riproporzionati)
63.6 13.8 20.3 2.3 73.0 19.6 0.0 7.4 74.5 0.0 21.9 3.7 94.7 0.0 0.0 5.3 0.0 25.0 50.0 75.0 100.0
CONNOT. CENTRALI NON SO MISSING ALL CENT NONSO NIHIL
2.4 BFQ (dati riproporzionati) 33.8 0.8 0.0 67.3 32.6 0.0 0.1 87.3 0.0 12.4 0.4 97.0 0.0 0.0 3.0 65.4 0.0 25.0 50.0 75.0 100.0
CONNOT. CENTRALI NON SO MISSING ALL CENT NONSO NIHIL
Anche in questo caso la condizione ALL è stata utilizzata come controllo. Nelle prossime parentesi le percentuali si riferiranno al confronto fra la percentuale delle condizioni via via prese in esame e la condizione ALL. Nella batteria più facile (Cose importanti) (fig. 2.1) in condizione CENT la categoria non so sembra confluire nella centrale (+ 2,9%), mentre in condizione NONSO le centrali paiono confluire interamente nelle connotate (+ 25,5%)5. Le risposte alle domande sull’Immigrazione (fig. 2.2.) (media
difficoltà/ignoranza) si comportano in modo conforme allo schema generale (Fig. 1). Infatti, in condizione CENT le risposte non so tendono a spostarsi quasi interamente nella categoria centrale (+5,4%), mentre in condizione NONSO solo una piccola parte delle risposte centrali si trasforma in non so (+3,8%). Per quanto riguarda il BFQ (fig. 2.4) (difficoltà intermedia/reticenza) la dinamica è simile a quella generale, fatto salvo il fatto che in condizione CENT le connotate (+ 1,9%) sembrano esautorare completamente il ruolo del non so, il quale rileva parte delle risposte centrali nella condizione NONSO (+ 11,6%). La batteria sui partiti (fig. 2.3), realisticamente in ragione della sua maggior difficoltà (ignoranza + reticenza), presenta un andamento differente. La quota di non so è molto elevata e nella condizione CENT confluisce per metà nelle risposte connotate (+ 9,4%), mentre la restante parte si trasforma in egual misura in centrali (+ 5,8%) e missing (+ 5,1%) (unico caso nel quale il manipolare la condizione di somministrazione ha un effetto sul numero di risposte valide). La categoria centrale invece, nella condizione NONSO, confluisce quasi interamente nelle risposte connotate (+ 10,9%).
I meccanismi che guidano la scelta di un’opzione non connotata
Quanto si è visto fin qui suggerisce che le tre opzioni non connotate disponibili per l’intervistato (selezionare la categoria centrale, selezionare la categoria non so, decidere di non rispondere) non sono equivalenti, e che chi non vuole o non può collocarsi in posizione connotata sceglie quale opzione utilizzare almeno in parte in funzione del contenuto della domanda che affronta, del formato di interrogazione del questionario e delle norme sociali che regolano l’espressione del proprio stato interno sull’argomento toccato. Ciononostante, la questione dei meccanismi che guidano la scelta dell’opzione centrale, dell’opzione non so e di non rispondere rimane di notevole importanza, dal momento che da essa è possibile trarre una serie di possibili regole di scoring delle risposte individuali. Le domande più difficili che ci si trova ad affrontare in sede di codifica sono probabilmente due: a) le risposte non so possono essere codificate come centrali?; b) le risposte mancanti possono essere codificate come centrali e/o come non so?
Per rispondere a queste domande sono state studiate le associazioni fra le diverse opzioni non connotate e fra esse e le risposte connotate. Abbiamo pertanto sottoposto ad analisi delle corrispondenze multiple la matrice di Burt che esprime la frequenza ottenuta da ognuna delle possibili opzioni di risposta ad alcuni item della batteria sui partiti6. Abbiamo utilizzato questa batteria per
ragioni sia statistiche, sia sostantive. Infatti, da un lato essa è caratterizzata da una distribuzione delle risposte complessivamente accettabile quanto a bilanciamento, e dunque non rischia di portare a risultati distorti dovuti alla scarsa massa di alcuni punti. Dall’altro, essa consente ai soggetti di essere reticenti e di esprimere senza grandi problemi una posizione di ignoranza, a causa delle norme sociali prevalenti che consentono di ammettere di non avere una posizione precisa per quel che riguarda il gradimento dei partiti politici.
Dall’analisi della condizione ALL condotta considerando sia le risposte valide sia quelle mancanti emerge uno spazio di associazioni caratterizzato sul primo asse principale dalla contrapposizione fra i missing e le risposte valide, e sul secondo dalla contrapposizione fra le risposte non so e quelle informative (Fig. 3.1).
Fig. 3. Dislocazione delle risposte connotate, centrali e non so7
3.1 Condizione ALL, missing inclusi
Valide - Mancanti 10 8 6 4 2 0 -2 N o n s o - In fo r m a ti v e 2 1 0 -1 -2 -3 -4 an ? ln ? prc ? ds ? tri ? Risposte Informative missing an ln missing prc missing
3.2 Condizione ALL, missing esclusi
Informative – Non so 4 3 2 1 0 -1 D e s tr a - S in is tr a 2.0 1.5 1.0 .5 0.0 -.5 -1.0 -1.5 -2.0 ds? ds+ ds= ds-tri? tri+ tri= tri-an? an+ an= an-ln? ln+ ln= ln- prc? prc+ prc=
Non so - Informative 1 0 -1 -2 -3 D e s tr a-si n is tr a 2.0 1.5 1.0 .5 0.0 -.5 -1.0 -1.5 prc + ds + verdi + prc - verdi - ds - an - fi - an + fi + fi ? an ? prc ? ds ? verdi ?
Fig. 3.4 Condizione CENT, missing esclusi
Non so - Informative 1 0 -1 -2 -3 D es tra -s in is tr a 2.0 1.5 1.0 .5 0.0 -.5 -1.0 -1.5 prc + ds + verdi + prc - verdi - ds - an - fi - an + fi + fi ? an ? prc ? ds ? verdi ?
Destra-sinistra 2 1 0 -1 -2 -3 1.0 .5 0.0 -.5 -1.0 -1.5 fi + bonino + an + ci - ds - fi = an = bonino - bonino = fi - an - ds + ds = ci = ci + C e n tr a li - C o n n o ta ti v e LEGENDA:
+ piace prc Rifondazione Comunista ri: Il Trifoglio - non piace ds:Democratici di Sinistra ci: Comunisti Italiani = posizione centrale bonino: Lista Bonino ln: Lega Nord
? non so an: Alleanza Nazionale
Nell’analisi condotta senza considerare le risposte mancanti il secondo asse principale emerso dall’elaborazione precedente diventa il primo, e ad esso segue un asse sostantivo, che è quello classico destra-sinistra (Fig. 3.2). Sembra dunque evidente che le tre opzioni non connotate non possono essere sovrapposte: ognuna mostra di avere una valenza specifica per i rispondenti. In altre parole, lasciare una risposta mancante non è in alcun modo equivalente a dare una risposta valida, indipendentemente dal grado di informatività e connotatività di quest’ultima. E fra le risposte valide, quelle non so non sono equivalenti a quelle informative. Le risposte centrali, infine, si collocano con le connotate, e non con le opzioni che possono implicare un tentativo di “evadere” la consegna non esprimendo la propria posizione. Ciononostante, non sembra appropriato trattare le centrali come delle “vere” informative. Infatti, la figura 3.2 mostra che esse si associano assai strettamente con le risposte di basso gradimento, indipendentemente dalla collocazione del singolo partito sull’asse destra-sinistra. In condizione ALL, usare la categoria centrale può dunque essere un escamotage cui si ricorre se si ha uno stato “vero” negativo, ma non lo si vuole esprimere: la centrale risulta insomma essere un potenziale rifugio per le persone che sperimentano forti spinte all’acquiescenza sociale8. È interessante notare che anche nelle
analisi delle corrispondenze semplici condotte da Amisano e Rinaldi (1988; Amisano, Rinaldi e Pampanin, 2002) sulla tabella di contingenza che incrocia gli item con le categorie di risposta la categoria centrale non si colloca in posizione intermedia, associandosi alle opzioni negative più strettamente che a quelle positive.
sostanzialmente sovrapponibili a quelli della condizione ALL: sul primo asse principale la categoria non so continua a contrapporsi alle informative, senza mutare radicalmente il suo posizionamento, ed il secondo asse continua ad essere quello sostantivo destra-sinistra (Fig. 3.3).
Un cambiamento radicale si ha invece se si permette agli intervistati di dare una risposta centrale e non una non so (Fig. 3.4). In questo caso, infatti, il primo asse diventa quello sostantivo destra-sinistra, ed il secondo viene a contrapporre le risposte connotate a quelle centrali. In condizione CENT, dunque, la categoria centrale perde in informatività, per diventare almeno in parte il rifugio di chi non vuole ammettere di non sapere, “migrando” in una posizione intermedia fra la sua posizione “naturale” e quella che occuperebbe la categoria non so. Se questo effetto si manifesta in modo così netto in una batteria in cui è tutto sommato socialmente accettabile esprimere la propria ignoranza o essere reticenti, è realistico che nelle batterie in cui rispondere non so è sanzionato negativamente a livello sociale il grado di distorsione della categoria centrale sia ancora superiore.
Effetti dell’ordine delle domande sulla dislocazione delle risposte
Nel 1960 Ferber si stupì di avere individuato minimi effetti del posizionamento delle domande nei questionari sul numero di missing. I nostri dati confermano il suo risultato, ma lo ampliano: infatti, il posizionamento degli item, come l’inclusione/esclusione della categoria non so e della centrale, influisce pochissimo sul numero di missing e molto sulla connotatività delle risposte (Tab. 29).
Tab.2. Effetti dell’ordine delle domande sulla dislocazione delle risposte (percentuali, N=397)
Batteria Connotate Centrali Non so MancantiRisposte
Cose importanti -11,4% +11,3% +1,8% - 0,3%
Immigrati -9,5% +6,2% +3,0% +0,3%
Partiti -5,1% -0,1% +3,9% +1,4%
BFQ -2,6% +2,1% +0,4% +0,1%
Tutte le batterie -7,1% +5,0% +1,8% +0,3%
Questi risultati confermano il maggiore impegno necessario per dare una risposta connotata: quando si avvicina la fine della batteria e la stanchezza è maggiore, le categorie non connotate divengono più attraenti. I criteri che guidano la scelta di quale opzione non connotata selezionare sono plausibilmente i medesimi evidenziati in precedenza: a) è estremamente
gravoso lasciare mancante una risposta, perché ciò infrange il contratto (più o meno esplicito) fra l’intervistato ed il ricercatore; b) la categoria centrale è in generale più agevole da scegliere di quella non so, perché sanzionata meno negativamente a livello sociale. Questo è particolarmente vero se la batteria è facile ed è socialmente accettato non sapere, come nella batteria delle Cose
importanti; c) quando, come nella batteria dei Partiti, le domande sono
“difficili”, le norme sociali consentono di ammettere l’ignoranza o di essere reticenti e/o il formato di risposta rende difficile individuare la centrale, la categoria non so aumenta la sua attrattività.
3. Conclusioni
I risultati presentati consentono di individuare alcune regole che, indipendentemente dal contenuto delle domande e dal loro formato di risposta, governano la dislocazione delle risposte ai questionari10. La prima è
che non prevedere la categoria non so e la categoria centrale porta ad un
aumento delle risposte mancanti che, a seconda del contenuto delle domande, è minimo o al più estremamente contenuto. Ne consegue che è sensato opporsi
all’utilizzo delle scale che prevedono solo opzioni connotate se si ritiene che possano forzare gli intervistati a dare risposte infedeli ai loro stati veri, ma non per gli effetti che esercitano sul numero di risposte valide. L’inclusione/esclusione della categoria centrale e della categoria non so influisce invece in misura rilevante sul numero di risposte connotate, in funzione del contenuto delle domande e del formato di interrogazione (la quota delle risposte connotate si riduce se le domande sono “difficili” e se i formati sono troppo ristretti e troppo ampi) e delle norme sociali che regolano il processo di risposta (gli argomenti per i quali l’ignoranza e la reticenza sono socialmente accettate massimizzano il numero di risposte non so).
Una seconda regola generale è che il posizionamento delle domande nel
questionario esercita sulla dislocazione delle risposte effetti quanto meno paragonabili a quelli derivanti dall’inclusione/esclusione della categoria centrale e della categoria non so. La connotatività delle risposte decade
infatti in funzione dell’ordine di collocazione degli item, mentre il numero di missing rimane sostanzialmente invariato.
Una terza regola generale è che l’opzione non so, l’opzione centrale e le
mancate risposte non sono in alcun modo sovrapponibili. La scelta della
prima, della seconda o della terza possibilità di risposta non connotata dipende plausibilmente dall’esito di alcuni processi psicosociali cui si appellano gli intervistati in funzione delle caratteristiche dello strumento che affrontano, delle norme sociali che ne regolano la compilazione e delle
prerogative del proprio sistema di elaborazione dell’informazione. Vediamoli nel dettaglio.
Innanzitutto, dare una risposta connotata sembra essere cognitivamente più gravoso che darne una non connotata. Ne consegue che la scelta di un’opzione non connotata dipende non solo dallo stato “vero” dell’intervistato, ma anche dalla difficoltà e dalla noiosità del questionario, dal suo formato di risposta, dalla sua lunghezza, e così via. Il rispondente che, per il suo stato “vero” o per le caratteristiche dello strumento e/o del processo di data collection, decide di non dare una risposta connotata, ha tre possibilità: lasciare il dato mancante, scegliere l’alternativa centrale o scegliere la categoria non so. Dal punto di vista psicosociale, lasciare mancante un dato è decisamente problematico, perché rompe il contratto che lega l’intervistato al ricercatore. È invece molto più facile “fingere” di rispondere accuratamente mettendo in modo tutto sommato poco impegnativo una crocetta sulla categoria non so o su quella centrale. Ma, se entrambe sono disponibili, quale delle due scegliere?
Due categorie di persone tendono a rispondere non so: quelle effettivamente ignoranti sul tema toccato e quelle che non vogliono o non possono dare una risposta connotata o per lo meno informativa, anche se sforzandosi potrebbero farlo (Noelle-Neumann, 1970). La scelta di rispondere non so dipende dal contenuto della domanda cui si risponde e dalla sua collocazione nel questionario, ma anche dalle norme sociali che regolano l’opportunità di dichiarare di non sapere. L’opzione non so esercita una notevole attrazione nei casi in cui l’ignoranza e la reticenza sono socialmente ammissibili (cfr. Gobo, 1997; Zammuner, 1998); altrimenti, sarà scelta principalmente dai rispondenti capaci di mettere in atto comportamenti socialmente indesiderabili.
Anche la categoria centrale può essere scelta da due categorie di persone: i “veri” ed i “falsi” centrali. I primi sono gli intervistati neutrali (plausibilmente perché l’argomento toccato non è per loro particolarmente rilevante, e di conseguenza gli schemi cognitivi da usare per affrontarlo sono poco salienti ed accessibili) e quelli ambivalenti (plausibilmente perché l’argomento stimola il recupero di un elevato numero di schemi cognitivi fra loro in conflitto o comunque poco integrati). I secondi sono gli intervistati che: a) non hanno una risposta, ma non vogliono o non possono scegliere l’opzione non so, perché le norme sociali sanzionano negativamente l’ignoranza sul tema indagato; b) non vogliono contraddire il ricercatore, mimetizzandosi dietro una falsa risposta neutrale (e dunque danno risposte socialmente acquiescenti: McGee, 1962); c) essendo stanchi per la compilazione, non prendono seriamente in considerazione il compito loro assegnato, dando una falsa risposta informativa poco impegnativa dal punto di vista cognitivo e utile a mascherare lo scarso impegno dedicato al processo di risposta.
Secondo questo modello, dunque, la scelta di collocarsi in posizione non connotata deriva da un processo complesso, e ad essa può sottostare una pluralità di stati “veri”: ciò consiglia una notevole cautela quando si passa alla fase di codifica e/o di scoring delle risposte individuali. Ma questo si collega con quello che è probabilmente il punto più importante del nostro lavoro, relativo alle indicazioni operative che è possibile trarne. Presentiamo le principali, non senza ribadire esplicitamente che ogni scelta in termini di inclusione/esclusione della categoria non so e della centrale presenta inevitabilmente costi e benefici in termini di fedeltà del dato e di dislocazione delle risposte.
1. Se si intende promuovere il numero delle risposte valide, l’inclusione/esclusione della categoria centrale e della categoria non so è decisamente poco rilevante. Si tratta di un consiglio tutt’altro che ovvio, perché va contro una convinzione abbastanza diffusa fra i ricercatori.
2. Se si intende promuovere il numero di risposte connotate, includere la categoria non so e/o la categoria centrale è controproducente, soprattutto se si sottopongono ai rispondenti item difficili e/o questionari lunghi. È invece utile da un lato costruire diverse forme dello stesso questionario ruotando l’ordine di presentazione degli item, e dall’altro seguire un consiglio tanto semplice quanto poco seguito: limitare al massimo la disposizione degli item in batteria (Cacciola e Marradi, 1988; Marradi, 2002).
3. Se in sede di analisi ci si propone di collocare i rispondenti in posizione connotata, quando si progetta la ricerca è preferibile non prevedere l’opzione centrale, piuttosto che trovarsi a riaggregare un numero dispari di categorie al momento della codifica. A maggior ragione, è preferibile non prevedere la categoria non so, anche perché non disponiamo ancora di indizi che suggeriscano come trattarla in sede di scoring. Come il Montale degli Ossi di
seppia, infatti, al momento attuale possiamo purtroppo limitarci a dire “Ciò
che non siamo, ciò che non vogliamo”: e cioè che, contrariamente a quanto viene fatto sovente (vedi ad esempio Giampaglia, 2000), alla categoria non so
non dovrebbe essere assegnato lo score della centrale.
4. Se si ha un numero dispari di categorie e si hanno indizi che la batteria è inquinata dall’acquiescenza sociale, al momento dello scoring è buona norma trattare la categoria centrale come una risposta negativa.
5. Il formato di risposta a due o a tre categorie (che è molto utilizzato nelle batterie di autodescrizione) dovrebbe essere evitato. Infatti, la scarsità di opzioni di risposta tende a trasformare la categoria centrale in un potenziale ricettacolo di risposte non estreme che non riescono a trovare una categoria loro confacente: questo conferma gli studi di Schuman e Presser (1981) secondo i quali ridurre il numero di alternative promuove il numero di non connotate.
Questo per quel che concerne gli effetti dell’inclusione/eslcusione della categoria centrale e di quella non so sulla dislocazione delle risposte. Rimane da analizzare sistematicamente la questione della qualità dei dati che si ottengono in funzione dei diversi formati di interrogazione: è quanto ci proponiamo di fare nel prossimo futuro.
NOTE
Ringraziamo Claudio Barbaranelli per averci aiutato nella scelta degli item.
2 La scelta di intervistare studenti universitari deriva dal fatto che non disponevamo delle risorse necessarie ad accedere ad un campione rappresentativo della popolazione. Bisogna notare che l’omogeneità anagrafica e culturale dei rispondenti non consente di confrontare le risposte date in funzione dell’età e del livello culturale dei rispondenti.
3 Per ciascuna batteria si è contato un numero di risposte che è pari al numero di item che la compongono moltiplicato il numero di rispondenti: N(Cose importanti)=6352, N(Immigrazione)=7146, N(Partiti)=5558, N(BFQ)=7940.
4 Se tale operazione non presenta difficoltà allorché si confrontano le risposte ottenute nella stessa batteria nelle diverse condizioni, quando il confronto è operato su batterie differenti nella medesima condizione insorgono dei problemi. Ipotizzando un meccanismo casuale di generazione delle risposte, nelle diverse batterie la probabilità di osservare una risposta centrale non è infatti la stessa, essendo pari a 1/3 per il BFQ, 1/5 per le Cose importanti e per l’Immigrazione e 1/11 per le domande relative ai Partiti. Per ovviare a questa difformità, è stato operato un conteggio delle risposte ottenute nelle diverse categorie che verrà definito d’ora in poi riproporzionato: scegliendo come formato di riferimento quello del BFQ, il continuum delle altre batterie è stato ricondotto a tre sole categorie di risposta, assegnando 2/3 del continuum alla categoria risposte connotate e 1/3 alla categoria risposte centrali.
5 Il numero relativamente alto di missing in questa batteria – condizione ALL – è dovuto più al comportamento particolare di pochi individui (5) che ad una tendenza diffusa nei soggetti. Per questo motivo lo consideriamo anomalo e non rilevante ai fini dell’interpretazione dei risultati. 6 Nelle diverse analisi delle corrispondenze multiple che presentiamo si sono scelti gli item in modo da soddisfare sia l’esigenza di lasciare emergere assi potenzialmente dotati di significato (selezionando quindi partiti in teoria ben separati sull’asse destra-sinistra), sia quella di ottenere risultati stabili (selezionando quindi item la cui distribuzione fosse il più bilanciata possibile). Per questa ragione i partiti utilizzati nelle diverse analisi sono differenti.
7 In questa e nelle prossime analisi si sono ricodificate le risposte in cinque classi: risposte connotate che esprimono basso gradimento (espresse nei grafici con “-”), risposte centrali (espresse nei grafici con “=”), risposte connotate che esprimono alto gradimento (espresse nei grafici con “+”), risposte non so (espresse nei grafici con “?”), risposte mancanti (espresse nei grafici con “missing”). Al fine di promuovere il bilanciamento della tabella, le elaborazioni presentate hanno considerato come categoria centrale le tre categorie intermedie. Analisi condotte con una definizione più ristretta di centrale hanno comunque portato a risultati sostanzialmente sovrapponibili.
8 Secondo McGee (1962) l’acquiescenza sociale consiste nell’esprimere sistematicamente una
posizione favorevole agli item cui si risponde per evitare di contraddire ciò che dicono gli statement del questionario, per non apparire diversi dalla maggioranza, e così via. Dal punto di vista psicosociale essa è dunque una tendenza distinta dall’acquiescenza “classica”, che consiste invece nella propensione ad esprimere sistematicamente una posizione favorevole agli
item indipendentemente dal loro contenuto, in funzione di un’immotivata preferenza per le categorie di risposta positive.
9 Per studiare gli effetti dell’ordine degli item (che è stato il medesimo nelle quattro condizioni di somministrazione), in ogni batteria si è effettuata una tripartizione degli item a seconda della loro posizione nella scala (inizio, metà, fine). I vari blocchi sono costituiti dal seguente numero di item: Cose importanti: 5, 6, 5; Immigrati: 6, 6, 6; Partiti: 4, 6, 4; BFQ: 6, 8, 6. La tabella riporta l’andamento, in termini percentuali, dei vari tipi di risposta, confrontando il primo e l’ultimo blocco.
10 Il fatto che i dati siano stati raccolti senza l’intervento di un intervistatore a nostro parere rende realisticamente assai solidi i risultati su cui queste conclusioni si fondano.
RIFERIMENTIBIBLIOGRAFICI
Amisano E., Rinaldi G.
1988 Confronto tra forme diverse di “chiusura” degli items Likert, in A. Marradi, Costruire il dato, Milano, Angeli.
Amisano E., Rinaldi G., Pampanin E.
2002 Sono equidistanti le categorie di una scala Likert?, in A. Marradi, G. Gasperoni, Costruire il dato 3. Le scale Likert, Milano, Angeli. Buzzi C., Cavalli A., De Lillo A.
1997 Giovani verso il duemila. Quarto rapporto Iard sulla condizione
giovanile in Italia, Bologna, Il Mulino.
Cacciola S., Marradi, A.
1988 Contributo al dibattito sulle scale Likert basato sull'analisi di
interviste registrate, in A. Marradi (ed.), Costruire il dato, Milano,
Angeli.
Caprara G.V., Barbaranelli C., Borgogni L.
1993 BFQ. Big Five Questionnaire. Manuale, Firenze, Organizzazioni Speciali.
Ferber R.
1960 Item Nonresponse in a Consumer Survey, “Public Opinion Quarterly”, 30, 399-415.
Giampaglia G.
2000 Il trattamento dei “non so” come problema di dimensionalità. Alcune
riflessioni in margine ad uno studio sulle categorie di risposta,
“Sociologia e ricerca sociale”, 61, 77-86. Gobo G.
1995 Atteggiamenti e comportamenti verso gli immigrati in alcuni ambienti istituzionali, Torino, Rosenberg & Sellier.
1997 Le risposte e il loro contesto. Processi cognitivi e comunicativi nelle
interviste standardizzate, Milano, Angeli.
Krenz C., Sax, G.
1987
Acquiescence as a Function of Test Type and Subject Uncertainty,“Educational and Psychological Measurement”, 47, 575-581. Marradi A.
1990 Fedeltà di un dato, affidabilità di una definizione operativa, “Rassegna Italiana di Sociologia”, 31, 55-96.
2002 Le scale Likert e la reazione all’oggetto, in A. Marradi, G. Gasperoni, Costruire il dato 3, Milano, Angeli.
McGee R.K.
1962 The Relationship between Response Style and Personality Variables:
1. The Measurement of Response Acquiescence, “Journal of
Abnormal and Social Psychology”, 64, 229-233. Noelle-Neumann E.
1970 Wanted: Rules of Wording Structured Questionnaires, “Public Opinion Quarterly”, 34, 191-201.
Schuman H., Presser S.
1981 Questions and Answers in Attitude Surveys. Experiments on Question
Form, Wording and Context, San Diego, Academic Press.
Zammuner V.L.
Zammuner V.L.
1998 Tecniche dell’intervista e del questionario, Bologna, Il Mulino.
Note biografiche
Gianluca Bo, Silvia Gattino e Michele Roccato lavorano presso il Dipartimento di Psicologia dell’Università di Torino. Gianluca Bo è docente di Statistica psicometrica, Silvia Gattino e Michele Roccato sono ricercatori in Psicologia sociale.
Abstract
We analysed the effects exerted by including/excluding the middle and the don’t know alternatives on the responses to questionnaires, using four unipolar scales. Manipulating the inclusion/exclusion of the middle and of the don’t know alternatives, we built four different-format questionnaires. We submitted these questionnaires to 406 Turin university students. Results have shown that: a) excluding these alternatives does not promote the number of
missing responses, while promotes the number of don’t know and middle responses; b) the position of the items in the questionnaire plays a similar role; c) missing values, don’t know and middle alternatives have specific cognitive and affective meanings; d) the use of the middle alternative can be distorted by social acquiescence. Some effects for substantive research are discussed.
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
