SIMONE SARTI E MORIS TRIVENTI
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria.
La relazione tra posizione socio-economica
e propensione al gioco
1. Introduzione
Il gioco d’azzardo può essere generalmente definito come un
accordo tra due o più soggetti che si impegnano a cedere una
posta secondo il risultato di un determinato evento (Stocking
1934). Nella ricerca moderna la definizione si è poi di fatto
ristretta alle sole espressioni ludiche con finalità di lucro, ossia
le tipiche forme di azzardo commercializzate (D’Agati 2004;
Dickerson 1984).
Più analiticamente, con il termine «giochi d’azzardo» vengono classificate attività ludiche di diverso tipo basate su una
scommessa sull’esito di un evento probabilistico, che prevede,
dietro il pagamento di una quota di partecipazione, una ricompensa in caso di vincita (e dove generalmente il numero
di vincitori è inferiore a quello dei partecipanti).
All’estero, e soprattutto nei paesi anglosassoni, esiste una
considerevole mole di articoli scientifici dedicati allo studio
del gioco d’azzardo e persino riviste specializzate. Diversamente, nel quadro della sociologia italiana il tema del gioco
d’azzardo è piuttosto trascurato, pochi se ne sono occupati
con rare eccezioni a livello teorico (cfr. D’Agati 2004) ed
empirico (cfr. Nomisma 2009). Tuttavia esistono diverse
Una versione precedente di questo lavoro è stata presentata all’interno di un seminario
organizzato dal gruppo FamIne presso il Dipartimento di Sociologia e ricerca sociale
dell’Università di Trento. Ringraziamo coloro che in quella sede hanno commentato
il lavoro fornendo utili suggerimenti, in particolare Erich Battistin, Giorgio Cutuli,
Claudio Gianesin, Antonio Schizzerotto e Cristiano Vezzoni. I limiti del lavoro sono
da attribuire esclusivamente agli autori.
STATO E MERCATO / n. 96, dicembre 2012
504 Simone Sarti e Moris Triventi
valide ragioni per cui considerare il gioco d’azzardo un tema
di estremo interesse per la sociologia, tale da meritare più
spazio nella riflessione della disciplina e nella ricerca nel
nostro paese.
Innanzitutto, il gioco d’azzardo procura entrate erariali consistenti nella maggior parte dei paesi occidentali, con una
raccolta complessiva pari ad alcuni punti percentuali del prodotto interno lordo1. Il gioco d’azzardo è inoltre un’attività
abitudinaria largamente diffusa attraverso le culture e le aree
geografiche, esistente dalla remota antichità, a cui le persone
dedicano risorse importanti in termini di tempo e denaro2.
Le sue regole, i modi di distribuzione delle vincite, i rituali
cristallizzati nei tempi di vita (la giocata al lotto, la schedina
del totocalcio, la lotteria di fine anno, le corse dei cavalli, il
poker tra amici, ecc.) contribuiscono a plasmare le identità
dei giocatori incidendo anche nel loro intorno relazionale
(D’Agati 2004).
La rilevanza del gioco d’azzardo è evidente anche nel campo
della psicologia sociale. Sono numerosi gli studi e le riviste
che si occupano delle ludopatie (Stinchfiled 2004; Korn 2000).
Questi lavori sono indirizzati ad investigare il rapporto costibenefici tra entrate nelle casse pubbliche a fronte di un aumento di casi di marginalità sociale (che possono sfociare in
veri e propri stati patologici) ed episodi di criminalità (Frey
1984; Barmaki 2010).
Infine, in una prospettiva epistemologica, il gioco d’azzardo
tocca due aspetti centrali nello studio dei fenomeni sociali. In
primo luogo esso è caratterizzato da un comportamento di base
sostanzialmente irrazionale. Di fatto i giocatori investono denaro
a fronte di probabilità molto scarse di vincere. Tale modo di
agire non è interpretabile attraverso un approccio razionalista
ingenuo o da un modello schematico di homo oeconomicus,
1
Ricordiamo ad esempio che in Italia il «decreto Abruzzo» (D.l. 39/2009 art.12)
ha impiegato gli introiti derivanti dai giochi per finanziare la ricostruzione successiva
al terremoto avvenuto all’Aquila nell’aprile 2009.
2
Testimonianze del gioco d’azzardo sono presenti in quasi tutte le culture e da
tempi precristiani: alcuni esempi sono i quadri del XVI secolo del Caravaggio I bari
e del XV secolo di Hieronymus Bosch Trittico del Giardino delle delizie, i numerosi
reperti di epoca romana, suggellati dalla celebre frase di Giulio Cesare «Alea iacta
est», le scoperte archeologiche sull’uso degli astragali (ossa di forma cubica) come
dadi, le pitture nelle tombe egizie che circa nel 3500 a.C. ritraevano scene di giochi
da tavolo (David 1962).
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria 505
e necessita quindi di definizioni di razionalità contingenti e
soggettive e di impostazioni più strettamente sociologiche che
rimandano all’evoluzione culturale e alla trasmissione di fallacie
cognitive e superstizioni (Ignatin 1984; Henslin 1967; David
1962; Foster e Kokko 2009).
Ancora più degna di nota, a nostro modo di vedere, è poi
la qualità distributiva del gioco d’azzardo. Dato che il suo funzionamento si basa sul processo: «prendere a molti (i giocatori),
per dare a pochi (i vincitori)», esso è inevitabilmente un fattore
di produzione di disuguaglianza. Ma, ancor più importante, il
gioco d’azzardo contribuisce a riprodurre disparità già esistenti,
enfatizzate dal meccanismo di redistribuzione tra giocatori e
Stato, il quale trattiene una quota delle giocate sottoforma di
tassazione. In linea con la letteratura sull’argomento si può
pertanto assumere che, se alcune categorie sociali contribuiscono al gioco in modo più che proporzionale alle loro risorse
economiche, esse verseranno relativamente più denaro nelle
casse pubbliche rispetto alle altre categorie (Becker e Luckert
2009). In altre parole, se la partecipazione e l’intensità con cui
si gioca sono socialmente condizionate da caratteristiche sociali
quali il possesso di un basso titolo di studio o l’appartenenza
a classi sociali svantaggiate o minori disponibilità di reddito,
allora potremmo affermare che il gioco d’azzardo contribuisce
sistematicamente al perpetrarsi delle disuguaglianze sociali nel
nostro paese, reiterando gli svantaggi strutturali delle categorie
sociali più deboli. Al fine di affrontare tale questione, nei
prossimi paragrafi tratteggeremo le caratteristiche principali del
gioco d’azzardo (legale) in Italia, riprenderemo le interpretazioni sociologiche del fenomeno e dettaglieremo le ipotesi di
lavoro, poi, sulla base dei dati osservati (di fonte Istat) ne
testeremo la verosimiglianza.
2.Il gioco in Italia
Come in altri paesi occidentali in Italia i giochi costituiscono una percentuale non marginale delle entrate tributarie.
Riferendosi al periodo dal 1999 al 2009 i giochi hanno fatto
incassare in media all’erario il 2% l’anno sul totale delle imposte e il 4% sul totale delle imposte indirette. Nello stesso
periodo, in termini assoluti, i giochi hanno contribuito alle
casse statali con una media di 9,2 miliardi di euro all’anno
506 Simone Sarti e Moris Triventi
(nel 2009 sono stati 11,8)3. In Italia i giochi sono regolamentati e controllati da AAMS (Amministrazione Autonoma dei
Monopoli di Stato), riguardano vari ambiti e possono essere
classificati sulla base della seguente tipologia: giochi numerici
(il più noto è il Lotto), apparecchi da intrattenimento (New
Slot e Videolotteries), lotterie (come la Lotteria Italia o il
Gratta & Vinci), scommesse a base sportiva (come il Totocalcio) o ippica (come le Corse Tris), e Bingo. Vi è inoltre
una considerevole variabilità tra i giochi nel rapporto tra la
probabilità di vincita e l’ammontare della vincita stessa. Alcuni
giochi, come il Lotto o le scommesse sportive in alcune loro
combinazioni hanno discrete probabilità di vincita associate a
minori ricompense, mentre altri giochi, come il Totocalcio o
le lotterie differite hanno, a fronte di probabilità scarsissime
di vincita, ricompense estremamente elevate4.
La composizione delle entrate dovute ai giochi si è modificata
sensibilmente negli ultimi anni (vedi tab. 1). La tendenza più
importante è quella che ha visto diminuire i proventi del Lotto
a fronte di una crescita delle entrate dovute agli apparecchi
(slot machine, o New Slot), che sono apparsi ufficialmente
nel bilancio erariale dal 2003 (gli apparecchi sono stati regolamentati con D.l. 269/2003 art. 39, c. 13). Se i giochi hanno
un peso consistente sulle entrate erariali, e quindi sul bilancio
dello Stato, essi hanno un peso ancora maggiore sui consumi
dei giocatori e sull’economia nazionale, in quanto le entrate
fiscali rappresentano solo parte dell’ammontare di denaro che
ruota attorno al «popolo dei giocatori».
La raccolta complessiva associata ai giochi nel 2008 è stata
pari a 47,55 miliardi di euro corrispondenti al 3% del PIL
nazionale (Nomisma 2009, p. 24). Essa si compone di diverse voci: quota dovuta all’erario, costi di concessione, costi
di distribuzione, quota dovuta ad AAMS e payout, ossia la
parte che torna ai giocatori in forma di vincite. I dati riportati
nella tabella 2 indicano che i vari giochi hanno quote diffe3
Si consideri che nello stesso anno le imposte indirette derivanti dai tabacchi
ammontavano a 10,3 miliardi di euro (nostre elaborazioni su dati del Ministero
dell’Economia e delle Finanze, Dipartimento delle Finanze).
4
Ad esempio nel gioco del Lotto esiste circa 1 probabilità su 400 di realizzare
un ambo, ossia indovinare due numeri su cinque sulla stessa ruota, a fronte di una
posta moltiplicata 250 volte. Il SuperEnalotto invece assicura premi di milioni di
euro a coloro che indovinano una combinazione di 6 numeri estratti da 90; tuttavia
la probabilità di vincita è circa 1 su 622 milioni.
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria 507
Tab. 1. Entrate erariali (al netto delle concessioni) per segmento di gioco (valori %)
Segmenti di gioco
2003
2004
2005
2006
2007
2008
New Slot
Lotterie
Lotto
SuperEnalotto
Bingo
Giochi a base sportiva
Giochi a base ippica
Giochi di abilità a distanza
Totale
0,9
3,3
44,7
31,4
7,2
6,3
6,3
0,0
100,0
7,0
3,0
67,4
13,4
4,2
2,7
2,2
0,0
100,0
24,6
6,9
39,4
17,1
5,1
4,4
2,5
0,0
100,0
30,8
13,3
29,2
15,1
5,2
4,3
2,2
0,0
100,0
31,3
21,2
24,3
13,4
4,8
3,2
1,9
0,0
100,0
33,5
21,4
20,2
15,9
4,2
3,2
1,4
0,1
100,0
Totale (milioni di Euro)
3.505
7.298
6.157
6.717
7.194
7.746
Fonte: nostre elaborazioni su dati Nomisma (2009) (dati originali AAMS).
Tab. 2. Catena del valore della filiera (in percentuale della raccolta)
Segmenti
Giochi numerici a quota fissa
Giochi numerici a totalizzatore
Apparecchi da intrattenimento
Lotterie differite
Giochi a base sportiva
Giochi a base ippica
Sale Bingo
Tipo di gioco
Payout
Erario
Lotto
SuperEnalotto
SuperStar
Slot machine
Lotterie
Lotterie istantanee
Scommesse sportive
Concorsi a pronostici
Scommesse a totalizzatore
Scommesse ippiche
Ippica nazionale (Tris, ...)
Bingo
56,0
38,1
28,6
49,5
75,0
49,3
66,0
70-82
50,0
57,0
71,5
60,7
58,0
12,0
23,0
19,7
6,0
33,8
20,0
4,5
6,0
20,0
Fonte: elaborazioni Nomisma (2009) su dati AAMS.
renti di payout e contribuiscono in vario modo alle entrate
erariali, anche se la percentuale rimane consistente in quasi
tutti i giochi.
3.Studi precedenti
Mentre lo studio empirico del gioco d’azzardo è stato
largamente trascurato in Italia, negli ultimi quarant’anni si è
sviluppato un numero consistente di ricerche in altri paesi,
le quali hanno tentato di capire, attraverso la raccolta di dati
macro oppure micro (a livello individuale o famigliare), se la
propensione al gioco si distribuisca uniformemente nella po-
508 Simone Sarti e Moris Triventi
polazione o se essa si concentri di più in alcuni gruppi. In
generale, tali ricerche hanno confermato che alcune categorie
sociali hanno una maggiore propensione al gioco d’azzardo,
pur in presenza di una grande variabilità dei risultati, dovuta
al tipo di gioco, al paese e al periodo di volta in volta considerati.
Gli studi che si concentrano sugli effetti distributivi del
gioco d’azzardo analizzano se ed in quale misura la propensione al gioco varia secondo il reddito individuale o famigliare,
distinguendo di sovente tra partecipazione e spesa nei giochi.
Negli Stati Uniti, la quota di coloro che giocano alla lotteria
diminuisce al crescere del reddito individuale (Abbott e Cramer
1993; Scott e Garen 1994), ma ciò non vale per altri paesi.
Ad esempio, in Germania il reddito, a parità di caratteristiche
socio-demografiche, non influenza in modo significativo la
partecipazione al lotto (Beckert e Lutter 2009); al contrario,
in Gran Bretagna al crescere del reddito crescono anche la
partecipazione al gioco d’azzardo e il numero di giochi sperimentati (Orford et al. 2009).
Analizzando la relazione tra reddito e spesa in giochi, gran
parte delle ricerche è giunta poi alla conclusione che le lotterie possono essere concepite come una forma di tassazione
regressiva: sebbene la spesa media in valore assoluto aumenti
al crescere del reddito, tale crescita è meno che proporzionale.
Pertanto, sono le fasce di popolazione meno ricche a spendere
una quota più consistente del loro reddito in vari tipi di giochi
(Clotfelter e Cook 1989, 1990; Rogers 1998; Beckert e Lutter
2009). Tuttavia, tale relazione non sembra essere lineare, poiché le ricerche più recenti hanno mostrato che gli individui
nelle fasce di popolazione più povera (primo quintile) hanno
minori probabilità di giocare alla lotteria, mentre sono quelli
nel secondo quintile ad avere maggiori probabilità di partecipare ai giochi (Stranahan e Borg 1998; Welte et al. 2002). I
risultati ottenuti in altri paesi confermano la regressività del
gioco del lotto e di altri giochi d’azzardo, pur con risultati
differenziati. A livello comparato, il livello di regressività delle
lotterie è piuttosto basso in Canada, più elevato negli Stati
Uniti e in Australia, mentre Germania e Spagna si collocano
tra questi due estremi (Worthington 2001; Beckert e Lutter
2009). Alcune indagini australiane e statunitensi, infine, hanno
mostrato che il grado di regressività varia secondo il gioco: le
lotterie istantanee si dimostrano più regressive rispetto al Lotto,
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria 509
mentre quest’ultimo è più regressivo rispetto alle scommesse
sportive (Mikesell 1989; Price e Novak 1999; Worthington
2001; Worthington et al. 2007).
Gli studi che hanno indagato il ruolo dell’istruzione nei
paesi anglo-sassoni hanno trovato che al crescere del titolo di
studio diminuiscono le probabilità di giocare al lotto (Clotfelter
e Cook 1989, 1990; Borg e Mason 1988; Rogers e Webley
2001), anche se questa relazione non vale per altri tipi di
giochi (Ariyabuddhiphongs 2010). In Germania, il recente
studio di Beckert e Lutter (2009) ha trovato che il livello di
istruzione, a parità di altre caratteristiche, è associato negativamente sia alla partecipazione che alla spesa nel lotto ed
è uno dei più importanti predittori di entrambi gli outcome,
come in precedenza segnalato da Brown e colleghi (1992).
Alcuni studi hanno indagato inoltre il ruolo della classe o
dello status occupazionale, trovando effetti piuttosto contenuti
sulle probabilità di giocare alla lotteria sia negli Stati Uniti
che in Australia (Wen e Smith 1976; Downes et al. 1976;
Worthington 2001). Al contrario, in Gran Bretagna gli individui delle classi lavoratrici e con uno status occupazionale più
basso hanno maggior probabilità di giocare d’azzardo rispetto
ai professionisti e ai manager (Orford et al. 2009).
4.Modello teorico e ipotesi di ricerca
4.1. Teorie sulla stratificazione sociale del gioco d’azzardo
La stratificazione sociale del gioco d’azzardo è stata oggetto
di attenzione di varie teorie elaborate in ambito sociologico,
economico e psicologico, le quali partono di solito dall’assunto
che la propensione al gioco sia maggiore tra gli individui
degli strati sociali più bassi (Becker e Luckert 2009). Le
teorie di stampo funzionalista sviluppate a partire dagli anni
Cinquanta concepiscono il gioco come un veicolo in grado
di ridurre la conflittualità di classe prodotta dalle tensioni
che caratterizzano la struttura sociale delle società moderne
(Bloch 1951; Devereux 1968). Con la sua componente ludica
e di intrattenimento, il gioco d’azzardo ricopre un ruolo di
«valvola di sfogo» per i membri delle classi sociali subalterne,
i cui possibili sentimenti di ostilità e conflittualità vengono
reindirizzati verso attività socialmente accettabili, anche se non
510 Simone Sarti e Moris Triventi
sempre legali (Frey 1984). Questa teoria, tuttavia, non specifica
per quali ragioni gli individui di classe sociale bassa provano
un’attrazione maggiore per il gioco d’azzardo. Discuteremo
quindi alcune ipotesi interpretative più specifiche che sono
state proposte in varie discipline.
Secondo la prospettiva dell’anomia gli individui che percepiscono una incongruenza nel proprio status rispetto al livello di
istruzione posseduto giocano più di frequente, nella speranza
di intraprendere un processo di mobilità sociale ascendente
grazie ad una potenziale vincita di denaro (Tec 1964). Le
teorie del consumo sostengono che il gioco d’azzardo ha una
presa maggiore tra le classi basse poiché ad esso è associato
il piacere di fantasticare su possibili vincite e sugli esiti positivi ad esse collegati (Campbell 1987). L’acquisto di biglietti
della lotteria o di «Gratta & Vinci» viene quindi a sostituire
l’acquisto di beni di lusso, eccessivamente costosi per persone
con limitate disponibilità economiche. Secondo alcuni studi di
psicologia cognitiva la maggiore propensione al gioco da parte
di individui di basso status sociale è principalmente dovuta
alle loro minori capacità cognitive e a una loro maggiore
tendenza a compiere sistematici errori di valutazione sulle
probabilità di vittoria e sulle regole che governano i giochi
i cui risultati dipendono dal caso (Rogers 1998; Stanovich e
West 2008)5. La teoria del fascino del gioco, invece, sostiene
che gli individui degli strati sociali più bassi sono particolarmente attratti dai giochi d’azzardo perché le probabilità
5
Tra queste si segnalano la fallacia del giocatore (la credenza che le probabilità
di estrazione di un numero aumentino se esso non è stato estratto per un lungo
periodo), l’intrappolamento o escalation (la difficoltà a smettere di giocare dato che si
sono spesi molti soldi e non si è ancora rientrati nelle spese), l’ottimismo irrealistico
e la percezione di fortuna come attributo più o meno costante di una persona, atteggiamenti superstiziosi, l’illusione del controllo (credere che il proprio biglietto abbia
maggiori probabilità di vincita di quello di altri), effetto «mancato di poco» (near
miss, cioè la percezione di essere prossimi alla vincita se viene estratto un numero
«vicino» rispetto a quello scelto) ed effetti di attrazione dovuti all’accumulazione di
premi derivanti da estrazioni senza vincitori (Rogers 1998; Ariyabuddhiphongs 2010).
Sebbene le fallacie cognitive siano un fenomeno che non riguarda esclusivamente
gli individui poco istruiti (Kahneman e Tversky 1979; Boudon 1995), diversi studi
hanno mostrato che la probabilità di incorrervi è negativamente correlata con le
capacità cognitive: al crescere del livello di capacità cognitive diminuisce il rischio
di fraintendere le regole che governano i processi probabilistici (si veda, tra gli
altri, Stanovich e West 2008). D’altro canto, la letteratura sociologica ha da tempo
portato in luce la relazione positiva esistente tra livello di istruzione e competenze
cognitive (Park 2011).
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria 511
di vincita sono distribuite equamente tra i giocatori, e non
dipendono dalla loro origine sociale o posizione occupazionale, le quali ostacolano le loro possibilità di raggiungere altri
traguardi nella vita sociale (McCaffery 1994). Infine, le teorie
culturaliste pongono l’attenzione sul ruolo del contesto e delle
relazioni sociali che si costituiscono e riproducono durante
le pratiche abitudinarie di gioco. Secondo questo approccio
i soggetti delle classi sociali basse si trovano a crescere in
vere e proprie subculture del gioco, dove tali attività non solo
non sono etichettate in modo negativo come comportamenti
sconvenienti, ma al contrario contribuiscono a creare e riprodurre reti sociali, nonché a favorire integrazione e sviluppo
di identità (D’Agati 2004).
4.2. Ipotesi di ricerca
Nel tentativo di integrare le proposte di queste teorie e
approcci, possiamo formulare un modello generale della propensione al gioco come segue:
Y = f {DE (+), Fr (+), CC (–), VC (+)}
dove Y rappresenta la propensione al gioco, termine con cui
ci riferiamo congiuntamente alla probabilità di giocare e alla
spesa in giochi d’azzardo. Tale propensione è vista come una
funzione di molteplici aspetti:
1) disponibilità economica, individuale o famigliare (DE):
tra gli individui non patologici6, al crescere del reddito aumenta anche la possibilità di spendere per attività di gioco
d’azzardo, poiché vi è maggiore disponibilità di denaro per
beni non necessari7.
6
Questa precisazione è necessaria in quanto, come riportato nella rassegna di
Volberg e colleghi (2001), lo strumento dell’indagine campionaria standard mal si
presta a rilevare informazioni sui giocatori patologici ed è dunque difficile capire se la
propensione alla ludopatia sia associata a particolari variabili socio demografiche. Per
tanto sottolineiamo che i risultati del nostro lavoro non possono essere generalizzati
a questo sottoinsieme specifico di giocatori.
7
Si noti che questa proposizione è in contrasto con la visione del gioco come
bene di consumo inferiore, la cui domanda – secondo la teoria economica – diminuisce al crescere del reddito.
512 Simone Sarti e Moris Triventi
2) frustrazione socio-economica/incongruenza di status (Fr):
coloro che reputano la propria situazione socio-economica insufficiente ed aspirano a migliorarla possono vedere il gioco
come un possibile strumento di ascesa sociale;
3) livello di capacità cognitive (CC): coloro che hanno un
livello di competenze cognitive superiore hanno minori difficoltà
nel riconoscere le scarse probabilità di vincita e pertanto sono
meno attratti dall’investire denaro nel gioco;
4) vicinanza culturale al gioco (VC): gli individui inseriti
in subculture del gioco oppure in contesti socioeconomici
in cui le attività di gioco d’azzardo sono molto diffuse, non
stigmatizzate o considerate «normali» hanno una maggiore
propensione al gioco.
Sebbene non possediamo al momento dati dettagliati per
sottoporre a corroborazione empirica rigorosa questo modello,
possiamo derivare alcune ipotesi generali sul ruolo di tre variabili di nostro interesse, le quali definiscono la posizione socioeconomica di individui e famiglie: reddito, livello di istruzione
e classe occupazionale. Innanzitutto, gli studi condotti in altri
paesi indicano che la spesa in giochi può essere considerata
una forma di tassazione regressiva, quindi ci aspettiamo che
essa aumenti meno che proporzionalmente al crescere del
reddito. In altri termini, la quota di spesa per i giochi sul
reddito famigliare dovrebbe diminuire al crescere delle risorse
economiche (ipotesi 1). Al contempo, seguendo quanto sostenuto dal ruolo della disponibilità economica, ci aspettiamo che
la spesa nei giochi in valore assoluto cresca all’aumentare del
reddito (ipotesi 2). In terzo luogo, assumendo che gli individui
che hanno studiato più a lungo abbiano un livello di capacità cognitive superiore, ci aspettiamo che – a parità di altre
caratteristiche – la propensione al gioco sia maggiore tra le
famiglie meno istruite (ipotesi 3). Più complicato è controllare
empiricamente l’effetto della vicinanza al gioco, visti i limiti
nei dati. La nostra strategia è la seguente: a parità di reddito,
istruzione e altre caratteristiche socio-demografiche, ipotizziamo
che le famiglie della classe operaia abbiano una maggiore
propensione al gioco (ipotesi 4). In questo caso, dato che
controlliamo per le proxy delle competenze cognitive (livello di
istruzione) e della disponibilità economica (reddito), dovremmo
riuscire a cogliere il ruolo dell’appartenenza ad una data classe
sociale, la quale è stata individuata come più «vicina» al gioco
d’azzardo dalla teoria funzionalista e da studi precedenti.
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria 513
Infine, siamo interessati a formulare una ipotesi sul possibile
effetto del reddito in famiglie con livelli di istruzione differenti.
Da quanto discusso in precedenza è possibile derivare due
ipotesi contrastanti: seguendo la prospettiva dell’incongruenza
di status dovremmo aspettarci che siano le famiglie con alta
istruzione e basso reddito a giocare di più (ipotesi 5a), poiché
a fronte di un investimento cospicuo in istruzione non sono
retribuite adeguatamente in termini di risorse economiche.
Tuttavia, seguendo l’approccio delle competenze cognitive e
della vicinanza al gioco, ci si può aspettare che siano i più
istruiti, indipendentemente dal proprio reddito, a giocare e
spendere di meno (ipotesi 5b).
5.Dati, variabili e metodi
5.1. Obiettivi e approccio
Il nostro obiettivo è studiare la relazione tra le condizioni
socio-economiche degli italiani e la loro propensione a spendere in giochi d’azzardo. Prima di procedere dobbiamo però
fare una considerazione importante. A fini analitici dobbiamo
infatti assumere che statisticamente, in media, le vincite tornino ai giocatori in proporzione alle giocate. Di conseguenza
dobbiamo dare per assodato che la quota di spesa sia tendenzialmente proporzionale alla quota di vincite. Ciò significa
che ad una spesa complessiva maggiore è associato, in media,
un più alto incasso da parte dell’Erario e quindi una maggiore contribuzione da parte dei giocatori. Questo assunto
è fondamentale nel momento in cui andremo a mettere in
relazione la spesa in giochi fatta dalle famiglie italiane con
le loro caratteristiche socio-economiche. Essendo in media il
gioco svantaggioso (perché l’ammontare dei costi è superiore
alle vincite), il giocare comporta mediamente una perdita
economica. Quindi maggiore è l’entità della giocata, maggiore,
in media, è la perdita economica. E questo vale, in minore
o maggiore misura, per tutti i giochi. È possibile obiettare
ritenendo che l’expertise dei giocatori influenzi le probabilità
di vincita. Tuttavia, come vedremo tra poco nel presentare i
dati, gli indicatori che utilizzeremo si rifanno in gran parte a
giochi di puro azzardo (Lotto, Gratta & Vinci, lotterie, ecc.)
basati su estrazioni casuali. Non c’è quindi motivo di ritenere
514 Simone Sarti e Moris Triventi
infondato il nostro assunto sulla proporzionalità tendenziale tra
denaro giocato e denaro perduto. Per quanto riguarda invece
le scommesse su concorsi a pronostici su base sportiva, come
il Totocalcio, possiamo comunque ritenere valido tale assunto
in quanto la letteratura scientifica non ha apportato prove a
favore di una maggiore probabilità di vincere da parte dei
cosiddetti «esperti» e, anzi, le poche ricerche in merito hanno
mostrato come gli «esperti» non abbiano un vantaggio nelle
probabilità di vincita nelle scommesse sportive (Cantinotti et
al. 2004).
5.2. Dati
La base empirica su cui vagliare le nostre ipotesi è l’indagine
sui Consumi delle Famiglie di fonte Istat, la quale registra
dettagliatamente le voci di consumo familiare di oltre 20 mila
famiglie italiane in diversi capitoli di spesa (casa, alimentazione,
attività culturali e ricreative, eccetera)8. Tra le molte voci di
consumo una è dedicata al denaro speso in «Totocalcio, lotto e
altri concorsi». I dati vengono rilevati attraverso la tecnica dei
diari: «Alle famiglie che partecipano alla rilevazione viene chiesto
di tenere nota quotidianamente, nella settimana di riferimento,
delle spese effettuate per generi di ampio consumo [...] tramite
un apposito questionario, denominato Libretto degli acquisti.»
(Istat 2008, p. 7)9. Nel dataset distribuito dall’ Istat ogni
voce viene poi riportata su base mensile per omogeneizzare
tutti i consumi sulla stessa scala di misura. L’indagine sui
consumi dell’Istat viene ripetuta annualmente.
8
Un limite della nostra analisi è dovuto all’errore di copertura del campione
rispetto agli individui che non compaiano nelle liste anagrafiche dei Comuni (come
molti immigrati) che sono quindi esclusi dalla possibilità di essere intervistati.
9
La tecnica dei diari ha il vantaggio principale di permettere di registrare eventi
frequenti e di scarsa importanza quali spese di bassa entità o attività quotidiane.
Tuttavia, è possibile che alcuni comportamenti socialmente non desiderabili vengano
sotto notificati (Fortini 2000). Nel nostro caso, se da un lato è possibile che alcuni
componenti della famiglia abbiano indicato una spesa in giochi inferiore a quella sostenuta, dall’altro è stato mostrato che per i giochi a larga diffusione commerciale – come
quelli da noi considerati – non sussistono rilevanti problemi di desiderabilità sociale
nelle risposte (Volberg et al. 2001). Inoltre, nel caso in cui vi fosse un problema di
sottonotifica, è ragionevole credere che esso incida maggiormente sulle risposte delle
famiglie più svantaggiate economicamente. In tal caso, le stime da noi presentate
sarebbero una misura conservativa del livello di regressività e disuguaglianza.
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria 515
8
6
4
2
0
1991
1993
1995
1997
1999
% su imposte indirette
2001
2003
2005
2007
2009
% su imposte totale
Fig. 1. Percentuali del gettito procurato dai giochi su imposte indirette e sul totale
delle imposte.
Nota: entro i giochi rientrano i proventi del lotto, delle attività di gioco, lotterie
istantanee, apparecchi e congegni di gioco – D.l. 269/2003 art. 39, c. 13.
Fonte: Nostre elaborazioni sulle Entrate tributarie del Bilancio dello Stato e degli
Enti Territoriali, dati del Ministero dell’Economia e delle Finanze.
Sulla base del trend delle entrate erariali abbiamo deciso
di indagare in modo diacronico il nostro oggetto di studio
prendendo a riferimento tre anni: 1999, 2003 e 2008 (si veda
la fig. 1). Il 1999 è stato un anno di forte espansione della
spesa in giochi (le entrate furono di 14,5 miliardi di euro, il
7,4% delle imposte indirette), viceversa il 2003 fu un anno
di contrazione (le entrate furono di 5,6 miliardi di euro
equivalenti al 2,2% delle imposte indirette), mentre il 2008
fotografa la situazione più recente di cui sono disponibili i
dati al momento della realizzazione di questo studio (quando
l’Erario ha incassato 8,1 miliardi di euro, ossia il 3,3% del
totale delle imposte indirette). L’utilizzo di questi dati, perciò,
consente di analizzare il fenomeno di interesse in contesti
temporalmente molto diversi tra loro, in cui il «mercato del
gioco» ha vissuto alterne fortune.
Le survey sui consumi dell’Istat hanno come unità di
analisi le famiglie, dunque, ci concentreremo sul background
di risorse socio-economiche (materiali e immateriali) che, a
livello di aggregato familiare, è associato alla spesa in giochi.
Se da un lato ciò non permette una lettura «causale» delle
motivazioni individuali che alimenterebbero la spesa in giochi,
516 Simone Sarti e Moris Triventi
abbiamo però la possibilità di indagare in modo più esauriente
le condizioni sociali retrostanti, tenendo in considerazione le
caratteristiche familiari nell’intorno dei giocatori, così come
effettuato da alcune ricerche precedenti in altri paesi (Worthington 2001; Worthington et al. 2007).
5.3. Variabili dipendenti e indipendenti
La variabile dipendente prescelta, ovvero la spesa per «Totocalcio, Lotto e altri concorsi», presenta due limiti principali:
1) riguarda solo parte dell’insieme dei giochi, le cui entrate
erariali hanno per altro subito una flessione negli ultimi anni
(Nomisma 2009, p. 18); 2) non sappiamo esattamente cosa
gli intervistati abbiano inteso nella voce «altri concorsi»10.
Tuttavia, pur con questi limiti, la voce di consumo relativa
ai giochi presente nel questionario Istat ha il vantaggio di
essere la stessa nel corso degli anni (con la stessa formulazione),
permettendo una comparazione diacronica, mantenendosi valida per le medesime voci di spesa. In altre parole essa non
è esauriente nel descrivere tutta la gamma dei consumi in
giochi, ma descrive la spesa di una parte comunque rilevante
e semanticamente costante di essi.
Da ora faremo riferimento al dato «giochi» considerando
implicitamente i «giochi Istat», intendendo quindi che esso
copre solo parzialmente l’insieme di tutti i giochi d’azzardo.
Questo indicatore è stato utilizzato per costruire le variabili
dipendenti relative alla partecipazione ed alla spesa. Trasformato in variabile dicotomica esso costituisce una proxy
di partecipazione indicando se è presente in una famiglia
almeno un giocatore (qualsiasi sia la cifra da lui destinata
ai giochi); trasformato in variabile metrica (incondizionata,
su tutte le famiglie, e condizionata, sulle famiglie con almeno un giocatore) costituisce una proxy della spesa che
la famiglia dedica al gioco. Queste variabili saranno poi
impiegate in termini assoluti, cioè dimensionando i consumi
delle famiglie in valori monetari, e in termini relativi, cioè
10
Sappiamo però che le lotterie istantanee del tipo «Gratta & Vinci» sono state
fatte rientrare in questa voce, mentre non sono incluse le spese relative agli apparecchi
elettronici (comunicazione personale dell’Istat su richiesta di delucidazioni).
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria 517
rapportando la spesa in giochi alle risorse familiari, ossia
rispetto al reddito11.
Visto che i dati sono registrati a livello familiare, al fine
di comparare correttamente la spesa in giochi, si è tenuto
conto della dimensione familiare applicando il coefficiente di
equivalenza OECD modificato, per cui il primo adulto vale
1, ogni adulto successivo vale 0,5, e ogni altro soggetto fino
a 14 anni di età vale 0,3 (Mejer e Siermann 2000). Infine,
per confrontare correttamente i valori di consumo nei diversi
anni, tutte le cifre sono state armonizzate secondo il potere
d’acquisto nel 200812.
Per vagliare le nostre ipotesi di ricerca, e prendendo in
rassegna la letteratura sull’argomento, abbiamo considerato
come variabili indipendenti che potrebbero condizionarne la
partecipazione e l’intensità di spesa, una serie di caratteristiche
sociali, riportate nel seguente elenco:
– il livello di reddito, operativizzato come variabile cardinale
o suddivisa in quintili a seconda delle analisi. Il reddito è
stato reso equivalente e armonizzato seguendo la stessa procedura della spesa in giochi; esso quindi rileva la disponibilità
economica mensile media in euro (con base 2008) per ogni
membro della famiglia. Nei dati utilizzati il reddito familiare è
purtroppo disponibile solo nella survey del 1999. Per le indagini
successive abbiamo costruito una stima del reddito attraverso
un modello predittivo sui dati della Banca di Italia13;
11
Dal punto di vista dell’attendibilità dell’indicatore, a livello regionale, la spesa
complessiva delle famiglie italiane nel 2008 ricavata dall’indagine Istat sui consumi
bene si associa con il dato della raccolta complessiva nei giochi, mostrando una
correlazione di 0,92 (risultati da nostre elaborazioni su dati Nomisma di fonte
AAMS e Istat).
12
Dato 1 il valore di un euro nel 2008, il 2003 ha un coefficiente di 1,129,
mentre il 1999 ha un coefficiente di 1,250 (Fonte: U.S. Bureau of Labor statistics,
Divisions of International Labor Comparisons).
13
Basandoci sui dati dell’Indagine sui bilanci delle famiglie italiane della Banca
d’Italia 2002 e 2008, abbiamo realizzato un modello predittivo del reddito familiare
sulla base di: area geografica, consumi di beni non durevoli (primo e secondo grado),
interazione tra area geografica e consumi non durevoli, titolo di studio massimo
presente in famiglia, proporzione di soggetti occupati (primo e secondo grado),
proporzione di anziani (maggiori di 64 anni) presenti in famiglia, proporzione di
donne presenti in famiglia (primo e secondo grado), proporzione di giovani (0-14
anni), numero di imprenditori e liberi professionisti e infine numero di componenti.
Sui dati Banca d’Italia la varianza spiegata del reddito da queste variabili per i due
anni considerati è rispettivamente 0,73 e 0,78. L’equazione predittiva è stata quindi
utilizzata per calcolare il reddito sui dati Multiscopo, ove sono disponibili gli stessi
518 Simone Sarti e Moris Triventi
– il livello di istruzione, operativizzato in quintili sulla base
della distribuzione degli anni di scolarità medi in famiglia;
– la classe occupazionale, operativizzata applicando il criterio di dominanza secondo cui la classe familiare corrisponde
al gruppo occupazionale più vantaggioso presente in famiglia
considerando la seguente gerarchia: borghesia, classe media
impiegatizia, piccola borghesia, classe operaia, ritirati dal lavoro,
non occupati, disoccupati.
Inoltre sono state impiegate come variabili di controllo:
– l’età anagrafica, operativizzata in terzili sulla distribuzione
della quota di anziani (con più di 64 anni) sul totale dei
componenti;
– la presenza di donne nella famiglia, operativizzata in terzili
sulla base della distribuzione della quota di donne sul totale
dei componenti;
– l’area geografica di residenza distinta in cinque zone
(Nord-Ovest, Nord-Est, Centro, Sud o Isole);
– il numero dei componenti della famiglia;
– l’anno della rilevazione (1999, 2003 o 2008);
– il mese dell’intervista;
– il tipo di luogo di residenza (centro abitato, nucleo abitato o case sparse).
5.4. Modelli
L’obiettivo dell’analisi multivariata è stabilire come varia la
propensione al gioco – concettualizzata come partecipazione e
come spesa – secondo alcune caratteristiche che definiscono la
posizione socioeconomica delle famiglie italiane. Esistono diversi
modelli applicati in studi precedenti, ciascuno con i suoi punti
di forza e di debolezza. In questo lavoro si è deciso di stimare in via esplorativa tre diversi modelli, selezionando quello
che dimostra il miglior adattamento ai dati e presentando i
risultati tratti da esso. I tre modelli sono il modello tobit, il
regressori. Più tecnicamente sono stati individuati i predittori comuni alle diverse
survey utilizzate (Multiscopo e Banca d’Italia), è stato realizzato un primo modello
predittivo del reddito, successivamente è stato eliminato il 5% dei valori predetti
devianti, per poi stimare il modello predittivo finale. Il reddito è stato ricostruito
considerando l’equivalenza familiare e l’armonizzazione al 2008 e applicando la formula suggerita da Cameron e Trivedi (2009) per ri-trasformare i valori predetti in
termini logaritmici in euro.
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria 519
modello two-part e il modello di selezione di Heckman (cfr.
Cameron e Trivedi 2009).
Il primo modello è appropriato in presenza di una variabile
dipendente cardinale osservata solo in un determinato intervallo
di valori (variabile censurata). Nel nostro caso questo modello
assume che tutte le famiglie abbiano una propensione latente
al gioco (non osservabile), di cui possiamo osservare la manifestazione empirica come quantità di spesa solo tra coloro
che effettivamente hanno giocato, mentre tale propensione non
viene rilevata per chi non ha giocato, ossia ha un livello di
spesa in giochi pari a zero. Il modello si fonda su un assunto
piuttosto forte, secondo cui la realizzazione degli «zero» (non
gioco) e dei valori positivi (quantità di spesa) sia generata dallo
stesso meccanismo probabilistico. In altri termini, dal punto
di vista empirico si assume che la partecipazione al gioco e
il livello di spesa siano influenzate nello stesso modo dalle
medesime variabili indipendenti.
Il modello two-part invece rilassa questo assunto stimando
due modelli distinti: un modello di regressione probit per la
partecipazione al gioco e un modello di regressione lineare
OLS per la quantità di spesa, stimato tra i soli giocatori.
In questo modo, si consente alle variabili indipendenti di
esercitare «effetti» differenziati sui due outcome ed è inoltre
possibile utilizzare diversi predittori nelle due equazioni di
regressione. Il limite di tale modello consiste nel non tenere
in considerazione il fatto che il sottoinsieme dei giocatori è
un campione auto-selezionato e può non essere rappresentativo
della popolazione nel suo complesso.
Il modello di selezione di Heckman tenta di tenere in
considerazione invece l’auto-selezione dei giocatori, stimando
congiuntamente un modello probit sulla probabilità di giocare
e di regressione OLS sulla spesa in giochi, consentendo agli
errori dei due modelli di essere correlati14. Se il modello è
correttamente specificato, è in grado di tenere sotto controllo
l’effetto di variabili osservate e non osservate che generano
14
Qualora gli errori dei due modelli siano correlati vi è motivo di credere vi
siano variabili non osservate che incidono al contempo sulla probabilità di giocare
e sulla spesa in giochi. In questo caso, il gruppo dei giocatori non è un campione
rappresentativo della popolazione complessiva (anche una volta che si controlli per
le variabili osservate) e pertanto non è possibile generalizzare ad essa i risultati
ottenuti.
520 Simone Sarti e Moris Triventi
l’auto-selezione dei giocatori15. Il confronto tra le log-likelihood
dei tre modelli stimati sul campione Istat nei tre anni considerati indica che il modello con il migliore adattamento ai
dati è il secondo, il modello two-part, il quale sarà pertanto
utilizzato per presentare i risultati delle analisi (si veda l’Appendice online). Le tre variabili indipendenti di interesse sono
il reddito, l’istruzione e la classe occupazionale, mentre le altre
variabili sono utilizzate a fini di controllo.
Occorre precisare che le stime che presenteremo vanno interpretate come associazioni standardizzate a finalità descrittiva.
Inoltre, dato che gli indicatori socio-economici sono rilevati a
livello famigliare, in questo caso è difficile stabilirne la posizione all’interno dell’«ordine causale», così come suggerito da
Pisati (2003). Pertanto, le variabili reddito, istruzione e classe
occupazionale verranno considerate come variabili concomitanti.
Nel modello finale si tenterà di attenuare questo problema
concettuale considerando come unica variabile indipendente
principale l’interazione tra reddito e livello di istruzione.
6.La spesa in giochi e la sua regressività
Il primo dato da considerare è la percentuale di famiglie
al cui interno vi è almeno un giocatore: tale quota è radicalmente diminuita passando dal 35% del 1999 a circa la
metà nel 2008. La spesa media per individuo ha registrato la
stessa tendenza più che dimezzandosi, passando da 7,7 a 3,3
euro al mese (tab. 3). Questa tendenza è in linea con i dati
sulle entrate erariali provenienti dai segmenti di gioco inclusi
nell’indagine Istat, poiché – come accennato – nell’ultimo
decennio si è verificata una contrazione delle spese per il Lotto
e il Totocalcio a fronte di una crescita di altri giochi come
le New Slot. Considerando solo le famiglie con almeno un
giocatore, osserviamo che la spesa media individuale mensile
si aggira intorno ai 20 euro, registrando un calo tra il 1999 e
15
Al fine di non identificare tale modello esclusivamente sulla base di assunti
distributivi (Puhani 2000), abbiamo incluso alcune variabili nell’equazione di selezione
(modello probit), ma non in quella dell’outcome (modello OLS). Tali variabili sono
il tipo di luogo di residenza e il quadrimestre in cui è stata svolta l’intervista, i
quali – nei nostri dati – mostrano una associazione significativa con la partecipazione
ai giochi, ma non con la spesa.
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria 521
Tab. 3. Dati sulla spesa in «giochi» e concorsi nelle famiglie italiane (casi pesati)
N. famiglie
Spesa
Percentuale Spesa media N. famiglie Spesa media
con
mediana in
in euro;
in euro;
di famiglie
giocatori
euro;
solo famiglie
tutte le
che giocano
che giocano solo famiglie
famiglie
che giocano
1999
2003
2008
35,3
22,9
17,2
7,7
4,3
3,3
20.892
27.902
23.344
21,7
18,7
19,4
12,2
11,9
11,1
7.277
6.224
3.982
Fonte: nostre elaborazioni su dati Istat (1999, 2003, 2008).
II III IV
0
0
II III IV
V
1
1,4
2
1,6
Percentuale
0,7
1
1,4
3
1,2
3
2
24,9
20,5
17,9
14,7
II III IV
V
2008
4
1,0
1
I
I
4
1,7
1,6
2
Percentuale
2,2
2,8
2,1
V
2003
3,4
3
11,2
Euro
0
I
0,8
V
10
1,0
II III IV
1999
Percentuale
20,7
0
I
4
17,8
14,8
11,8
10
20
1,3
0
20
30
23,8
27,1
Euro
19,7
10
2008
30
19,4
14,8
Euro
30
20
2003
25,7
1999
0
I
II III IV
V
I
II III IV
V
Fig. 2. Spesa in giochi in valore assoluto (sopra) e come percentuale del reddito
(sotto) secondo il quintile di reddito e l’anno tra le famiglie con almeno
un giocatore.
Fonte: nostre elaborazioni su dati Istat (1999, 2003, 2008).
il 2003 ed una lieve ripresa tra il 2003 e il 2008. Guardando
la mediana si registra invece un calo progressivo di circa un
euro negli anni considerati.
Siamo ora interessati a stabilire se ed in quale misura la
spesa in giochi varia in funzione della fascia di reddito. A
tale fine, la figura 2 pone in relazione il reddito delle famiglie
con giocatori con la spesa in giochi espressa in valore assoluto
522 Simone Sarti e Moris Triventi
e come percentuale del reddito. In tutti gli anni considerati
all’aumentare della fascia di reddito la spesa assoluta in giochi
tende a crescere: ad esempio, la spesa tra le famiglie con reddito
più basso è circa la metà di quella delle famiglie con reddito
più alto, con mutamenti nel tempo contenuti. La relazione si
modifica di segno se invece prendiamo in considerazione la
quota relativa di spesa in giochi sulla disponibilità economica,
poiché all’aumentare della fascia di reddito tale spesa tende
a diminuire. La fascia più povera di famiglie spende circa il
doppio rispetto alla fascia più benestante: nel 1999 le famiglie giocatrici del primo quintile spendevano oltre il 3% del
proprio reddito in giochi quali Lotto, lotterie e Totocalcio,
contro circa l’1,5% delle famiglie del quintile più alto. Nel
2003 e nel 2008 questi valori si sono attestati rispettivamente
intorno a 1,7% e 0,7%.
Al fine di stabilire se ed in quale misura la spesa in gioco
d’azzardo in Italia sia regressiva rispetto al reddito utilizziamo come primo strumento le curve di Lorenz e l’indice
di Suits. In questo contesto la curva di Lorenz rappresenta
la curva della distribuzione delle proporzioni cumulate della
spesa in giochi lungo una variabile che rileva le proporzioni
cumulate di reddito disponibile. La diagonale di tale grafico
rappresenta una situazione ipotetica in cui la «tassazione»
implicita nella spesa in giochi è perfettamente proporzionale
al reddito, una curva al di sotto della diagonale indica una
imposizione fiscale di tipo progressivo (chi ha più reddito
contribuisce di più), mentre una curva al di sopra della
diagonale indica una imposizione fiscale regressiva (chi ha
più reddito contribuisce di meno). La figura 3 rappresenta la
curva di Lorentz corrispondente al 2008, mostrando come in
Italia, in modo simile ad altri paesi, la spesa in giochi cresce
meno che proporzionalmente rispetto al reddito. Al fine di
quantificare con più precisione il livello di regressività in
vari anni, abbiamo utilizzato il Suits Index, calcolato come
S = 1-L/K, dove L è l’area sottostante la curva e K è l’area
sottostante la diagonale (uguale a 0,5). L’indice varia tra –1
e 1; assume valore zero quando la tassazione è perfettamente
proporzionale, è vicino a –1, quando la tassazione è quasi
completamente regressiva (cioè all’aumentare del reddito la
tassa diminuisce) si avvicina a +1 quando la tassazione è
progressiva (all’aumentare del reddito la tassazione aumenta
in modo più che proporzionale). Nel 1999 l’indice Suits
Spesa in giochi
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria 523
1,0
0,9
0,8
0,7
0,6
0,5
0,4
0,3
0,2
0,1
0
Indice suits (2008) = –0,16
0
0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8 0,9
Reddito
1
Fig. 3. Curva di Lorenz: relazione tra proporzione cumulata di reddito e di spesa
in giochi nel 2008.
Fonte: nostre elaborazioni su dati Istat (1999, 2003, 2008).
ammontava a –0,19, quattro anni dopo è cresciuto a –0,21
per poi ridursi nel 2008 a –0,1616.
Il secondo strumento per quantificare i cambiamenti nel
tempo nel livello di regressività della spesa in giochi consiste in
un modello di regressione OLS in cui la variabile dipendente
è il logaritmo naturale della spesa in giochi tra le famiglie con
almeno un giocatore e la variabile indipendente è il logaritmo
naturale del reddito. Il coefficiente di regressione associato a
tale variabile indipendente rileva il grado di elasticità della
spesa rispetto al reddito, cioè la variazione percentuale della
spesa in giochi all’aumentare dell’1% del reddito. Un coefficiente pari ad 1 indica la perfetta proporzionalità tra spesa
e reddito, mentre al diminuire dell’elasticità cresce il grado
di regressività della spesa in giochi. La figura 4 presenta i
coefficienti di regressione e i rispettivi intervalli di confidenza
al 95% tratti da questo modello, stimato per i tre anni considerati e in due versioni, con e senza variabili di controllo.
In tutte le indagini considerate e specificazioni del modello
si trova una relazione positiva tra reddito e spesa in giochi,
tuttavia l’elasticità è inferiore a uno, ad indicare che la tassa16
Considerando il dato dei consumi (disponibile nell’indagine Multiscopo
dell’Istat) invece che il reddito, nei tre anni considerati, l’indice Suits risulta rispettivamente di –0,19, –0,20 e –0,17, in linea con l’indice calcolato sul reddito.
524 Simone Sarti e Moris Triventi
0,4
0,3
0,2
0,1
0
1999
2003
Senza var. di controllo
2008
Con var. di controllo
Fig. 4. Elasticità della spesa in giochi rispetto al reddito in diversi anni. Modelli
senza e con variabili di controllo.
Nota: le variabili di controllo sono area geografica, quota di donne e anziani
in famiglia, numero di componenti famiglia, tipo di luogo di residenza, mese di
rilevazione.
Fonte: nostre elaborazioni su dati Istat (1999, 2003, 2008).
zione implicita nei consumi per giochi è di tipo regressivo. Ad
esempio, nel 1999 al crescere del 10% del reddito la spesa
in giochi aumentava circa del 3%, mentre controllando per
altre variabili socio-demografiche aumentava dell’1,6% circa.
Guardando alla variazione tra gli anni nelle stime puntuali
derivate dai modelli senza controllo, riscontriamo un livello
più elevato di regressività nel 2003, l’anno di contrazione dei
giochi, mentre un livello di regressività inferiore nel 1999, anno
di grande espansione dei giochi d’azzardo legali e nel 2008,
anno di ripresa dei consumi in giochi. Tuttavia, le differenze
nel tempo si attenuano fino a risultare non significative una
volta che si controlla per le variabili socio-demografiche.
7. Il ruolo di istruzione e classe occupazionale
In questo paragrafo discutiamo gli esiti dei modelli di
regressione che stimano l’associazione tra la posizione socioeconomica delle famiglie e la loro propensione a partecipare
ai giochi. I risultati sono riportati attraverso alcuni grafici al
fine di agevolare la lettura e favorire la comparazione dei
coefficienti tra diverse categorie e anni considerati. In parti-
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria 525
Quintili di reddito
2003
2008
0,3
0,3
0,3
0,2
0,2
0,2
0,1
0,1
0,1
0
0
0
–0,1
–0,1
I
II
III
IV
V
–0,1
I
II
III
IV
V
I
0,3
Quintili di istruzione
2003
0,3
0,3
0,2
0,2
0,2
0,1
0,1
0,1
0
0
0
1999
–0,1
II
III
IV
V
II
III
IV
V
I
0,3
0,2
0,2
0,2
0,1
0,1
0,1
0
0
0
–0,1
–0,1
–0,1
BOR
CMI
PB
CO
Rit
Inocc
Disoc
0,3
BOR
CMI
PB
CO
Rit
Inocc
Disoc
IV
V
IV
V
–0,1
I
Classe occupazionale
2003
0,3
1999
III
2008
–0,1
I
II
II
III
2008
BOR
CMI
PB
CO
Rit
Inocc
Disoc
1999
Fig. 5. Modelli di regressione probit. Associazione parziale tra reddito, istruzione
e classe e partecipazione ai giochi tra le famiglie con almeno un giocatore:
effetti parziali medi e intervalli di confidenza al 95%.
Nota: le variabili di controllo sono area geografica, quota di donne e anziani
in famiglia, numero di componenti famiglia, tipo di luogo di residenza, mese di
rilevazione.
colare, la figura 5 riporta i risultati del modello di regressione
probit: sull’asse delle ascisse sono rappresentate le categorie
delle variabili reddito, istruzione e classe occupazionale, mentre
su quello delle ordinate vi sono le stime puntuali degli effetti
526 Simone Sarti e Moris Triventi
parziali medi, corredati dai rispettivi intervalli di confidenza
al 95%. Nel nostro caso, gli effetti parziali medi indicano le
differenze medie nelle probabilità di partecipare ai giochi tra la
categoria di volta in volta considerata e quella di riferimento,
a parità delle altre variabili tenute sotto controllo.
Innanzitutto, appare evidente il fatto che, a parità di altre
variabili, il reddito famigliare sia l’indicatore socio-economico
maggiormente associato alla partecipazione in giochi, seguito
in ordine dal livello di istruzione e dalla classe sociale. Inoltre, sebbene vi siano stati mutamenti contenuti nel tempo,
questo ordinamento appare più chiaro negli anni 2003 e 2008
piuttosto che nel 1999. Infatti, mentre nel 1999 la probabilità
di partecipare ai giochi da parte delle famiglie comprese tra
il II e il V quintile di reddito era sostanzialmente simile e
significativamente superiore rispetto a quella delle famiglie nel
I quintile, negli anni successivi si registra una relazione lineare:
vale a dire che al crescere della fascia di reddito aumenta anche
la probabilità di giocare, con una differenza tra le categorie
«estreme» di circa 20 punti percentuali.
La relazione tra istruzione e partecipazione ai giochi – controllando per reddito, classe e altre variabili – assume invece
una forma ad «U rovesciata»: in generale sono le famiglie con
istruzione medio-bassa (secondo e terzo quintile) a giocare di
più rispetto a quelle con bassa e alta istruzione. A parità di
altre caratteristiche, la classe sociale assume un ruolo meno
rilevante di quanto prospettato dalla letteratura, anche se
alcune stime riferite a tale variabile sono significative e non
trascurabili. In particolare, le famiglie della classe operaia,
della classe impiegatizia e quelle in cui il capo-famiglia è
ritirato dal lavoro hanno una probabilità di partecipare ai
giochi superiore di circa 5-7 punti percentuali rispetto alle
famiglie borghesi, con mutamenti di poco rilievo nell’ultimo
decennio. La figura 6 mostra in modo analogo a quella
precedente la relazione fra i tre indicatori di posizione socioeconomica e la spesa in giochi, tra le famiglie che hanno
giocato almeno una volta nell’ultimo mese. I risultati relativi
al reddito sono analoghi a quelli precedenti, mentre l’effetto
della classe sociale non è più significativo nei due anni più
recenti. Guardando al livello di istruzione emerge un quadro
parzialmente diverso: in tutti gli anni considerati appartenere
ad una famiglia altamente istruita diminuisce il livello di spesa
in giochi rispetto ad appartenere alle famiglie meno istruite,
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria 527
Quintili di reddito
2003
2008
0,8
0,8
0,8
0,4
0,4
0,4
0
0
0
–0,4
–0,4
–0,4
I
II
III
IV
V
I
II
III
IV
V
I
0,8
Quintili di istruzione
2003
0,8
0,8
0,4
0,4
0,4
0
0
0
–0,4
–0,4
–0,4
1999
I
II
III
IV
V
I
II
III
IV
V
I
0,8
0,4
0,4
0,4
0
0
0
–0,4
–0,4
–0,4
BOR
CMI
PB
CO
Rit
Inocc
Disoc
0,8
BOR
CMI
PB
CO
Rit
Inocc
Disoc
III
IV
V
IV
V
2008
Classe occupazionale
2003
0,8
1999
II
II
III
2008
BOR
CMI
PB
CO
Rit
Inocc
Disoc
1999
Fig. 6. Modelli di regressione OLS. Associazione parziale tra reddito, istruzione e
classe e spesa in giochi tra le famiglie con giocatori: coefficienti di regressione
e intervalli di confidenza al 95%.
Nota: le variabili di controllo sono area geografica, quota di donne e anziani
in famiglia, numero di componenti famiglia, tipo di luogo di residenza, mese di
rilevazione.
ma le differenze sono più marcate nel 2003, mentre sono
meno forti nel 1999 e nel 2008.
Sebbene di non immediato interesse ai fini delle nostre
ipotesi di ricerca, i risultati dei modelli multivariati (cfr Ap-
528 Simone Sarti e Moris Triventi
pendice online) indicano che altre variabili socio-demografiche
sono associate alla propensione al gioco in Italia, in particolare
l’area geografica di residenza e la proporzione di donne e
anziani in famiglia: sono le famiglie residenti nel Sud e nelle
Isole e quelle con meno donne e anziani a partecipare di più
ai giochi e, in parte, a spendere di più17.
L’ultimo passo dell’analisi consiste nello stabilire se l’associazione tra reddito e spesa in giochi varia in funzione del
livello di istruzione, al fine di controllare empiricamente la
quinta ipotesi di ricerca. Per fare ciò abbiamo stimato tre
modelli di regressione OLS analoghi ai precedenti, l’unica
differenza consiste nella variabile indipendente di interesse,
la quale diviene ora l’effetto di interazione tra il reddito
(variabile continua) e il livello di istruzione, che per semplicità è stato ricodificato in tre categorie (alto, medio, basso).
La figura 7 presenta i valori predetti della spesa in giochi
(espressa in log-euro) secondo il livello di reddito e le tre
categorie che identificano il livello di istruzione famigliare.
Innanzitutto, l’effetto di interazione tra reddito e istruzione
è significativo al 90% in tutti gli anni considerati18, tuttavia
la forza dell’interazione tende a ridursi nel tempo. Ciò che
è di maggiore interesse è la forma della relazione: come si
nota, al crescere del reddito vi è una tendenziale crescita della
spesa in valore assoluto in giochi, tuttavia questo aumento è
molto elevato tra chi ha un basso livello di istruzione, mentre
è decisamente più contenuto tra le famiglie con alto livello
di istruzione. Ciò comporta che tra le famiglie povere con
diversi livelli di istruzione le differenze nella spesa in giochi
sono modeste, mentre queste diventano cospicue tra le famiglie con alte dotazioni economiche ma livello di istruzione
diverso. In altri termini, l’istruzione è in grado di moderare
la crescita alla propensione al gioco dovuta ad una maggiore
disponibilità economica.
17
Herring e Bledsoe (1994) confermano una maggiore partecipazione degli uomini
ai giochi, ma riportano una maggiore partecipazione al gioco da parte degli anziani
negli Stati Uniti.
18
Il test F, che indica se complessivamente l’interazione è statisticamente significativa, fornisce i seguenti risultati: 1999: F(2; 7,239) = 6,04, Prob > F = 0,0024; 2003:
F(2; 6,193) = 13,19, Prob > F < 0,0001; 2008: F(2; 3,959) = 2,56, Prob > F = 0,0774.
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria 529
Basso
Medio
500
1.000
1.500
2.000
2.500
3.000
3.500
Valori predetti (log-euro)
2008
3,4
3,2
3,0
2,8
2,6
2,4
2,2
2,0
500
1.000
1.500
2.000
2.500
3.000
3.500
Valori predetti (log-euro)
2003
3,4
3,2
3,0
2,8
2,6
2,4
2,2
2,0
500
1.000
1.500
2.000
2.500
3.000
3.500
Valori predetti (log-euro)
1999
3,4
3,2
3,0
2,8
2,6
2,4
2,2
2,0
Alto
Fig. 7. Modelli di regressione OLS. Effetto di interazione tra reddito e livello
di istruzione (basso, medio, alto) sulla spesa in giochi tra le famiglie con
giocatori.
Nota: basso = I quintile, medio = II-IV quintile, alto = V quintile; le variabili di
controllo sono area geografica, quota di donne e anziani in famiglia, numero di
componenti famiglia, tipo di luogo di residenza, mese di rilevazione.
8.Conclusioni
Il gioco d’azzardo è un tema assai disatteso nella ricerca
sociologica nel nostro paese malgrado il suo peso macroeconomico e la sua rilevanza nel formare quotidianamente
l’identità di parte della popolazione italiana; nel 2008 circa
28 milioni di persone hanno avuto almeno un’occasione di
gioco (Nomisma 2009). In questo lavoro ci siamo quindi
proposti di indagare la spesa in giochi d’azzardo delle famiglie
italiane secondo le loro caratteristiche socio-demografiche in
un decennio in cui il mercato del gioco (legale) ha vissuto
fasi alterne.
Purtroppo i dati Istat messi a disposizione dall’«Indagine
sui Consumi delle Famiglie Italiane» considerano solo un ristretto paniere di giochi (in particolare «Lotto e Totocalcio»),
mentre negli ultimi anni vi è stato un importante aumento delle
entrate erariali derivanti dai giochi on line e dalle New Slot,
ossia gli apparecchi elettronici comunemente diffusi in locali
pubblici come bar o tabaccherie. Tuttavia il paniere di giochi
indicato nei consumi Istat è costante attraverso il periodo
considerato e costituisce quindi un indicatore attendibile autoancorato ai giochi in parola.
I risultati ottenuti in questo studio corroborano in buona
parte le ipotesi di ricerca, pur riservando alcune peculiarità.
530 Simone Sarti e Moris Triventi
Innanzitutto, in accordo con la prima e seconda ipotesi, anche nel nostro paese al crescere del reddito aumenta la spesa
assoluta in giochi. Un risultato simile è emerso anche in Gran
Bretagna e Germania, ma non negli Stati Uniti. Ad ogni modo,
in linea con la maggior parte delle ricerche in altri paesi, le
famiglie con redditi più bassi tendono a spendere più che
proporzionalmente rispetto alle loro disponibilità economiche.
Dato l’assunto che i giochi di pura fortuna portano in media
ad una perdita di denaro, la spesa in giochi si traduce a tutti
gli effetti in una sorta di «tassazione volontaria» e, rapportata al reddito, in un più generale indice di disuguaglianza.
Il livello di regressività della tassa associata ai giochi l’Italia
si colloca in posizione intermedia rispetto a quello dei paesi
per i quali esistono studi simili, anche se in confronto è reso
problematico da differenze metodologiche importanti nelle ricerche in questione.
La terza ipotesi, fondata sulla prospettiva delle competenze
cognitive, postula l’esistenza di una relazione negativa tra
istruzione e propensione al gioco; i dati corroborano solo
in parte questa aspettativa. Infatti, mentre la spesa decresce
monotonicamente al crescere del livello di istruzione, la relazione con la partecipazione non è monotona e presenta una
forma ad «U rovesciata»: la partecipazione al gioco maggiore
si riscontra tra le famiglie con istruzione medio-bassa (II e III
quintile), ma non in quelle del I quintile. La quarta ipotesi
di ricerca – basata sulla prospettiva della vicinanza di certe
classi sociali al gioco – è parzialmente corroborata, in quanto
nel nostro paese le famiglie di classe operaia hanno una maggiore probabilità di giocare rispetto a quelle borghesi, pur non
differenziandosi nel livello di spesa. L’esame dell’interazione
tra reddito e istruzione ha mostrato inoltre che la spesa in
giochi aumenta sensibilmente per le famiglie con alta disponibilità economica ed istruzione bassa, mentre aumenta solo
lievemente al crescere del reddito per le famiglie con maggiore
istruzione. A tale proposito le nostre analisi, limitatamente ai
dati utilizzati, respingono l’ipotesi dell’incongruenza di status
secondo cui i soggetti più istruiti, ma collocati in posizione
sociale svantaggiata, troverebbero sfogo alla loro insoddisfazione nell’azzardo. Ad ogni modo, sarà opportuno sottoporre
nuovamente a controllo empirico tale ipotesi quando saranno
disponibili dati a livello individuale e in presenza dell’informazione sulle origini sociali degli intervistati.
Il gioco d’azzardo: l’iniquità di una tassa volontaria 531
In senso diacronico, negli anni considerati, abbiamo osservato una leggera diminuzione della disuguaglianza, ma non
possiamo escludere che l’alta diversificazione dell’offerta in
giochi degli ultimi anni, sottoforma soprattutto di New Slot
e giochi online, possa avere deviato la spesa delle famiglie
più «giocatrici» in altre direzioni rispetto all’indicatore qui
utilizzato. Molte questioni rimangono quindi aperte. Crediamo
vivamente che nuovi approfondimenti, soprattutto indirizzati
alla raccolta dei dati e al riscontro empirico, siano doverosi
in un terreno così fecondo per la ricerca sociologica per le
tante ragioni già discusse e più in generale per l’impatto che
il gioco d’azzardo ha nelle nostre società. Ad esempio, indagini
campionarie ad hoc e metodi di analisi quantitativa potrebbero fornire informazioni più esaurienti sull’associazione tra
i diversi tipi di gioco e le condizioni socio-economiche degli
italiani. Altresì metodi di ricerca qualitativi centrati su casi
studio potrebbero colmare il vuoto informativo rispetto alle
ludopatie, alla formazione identitaria della cultura dell’azzardo
e all’esplorazione del mercato illegale dei giochi.
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Gambling: the Iniquity of a Voluntary Tax. The relationship between socio-economic
position and propensity of gambling
Summary: Italian sociology has largely overlooked gambling, even if it is a widespread phenomenon with important socio-economic redistributive consequences. In
this paper, we aim to fill this gap exploring the relationship between socio-economic
position and propensity to gamble among Italian households in the last decade. In
the first part, we describe the main features of legal gambling in Italy and its importance for the State’s revenues. In the second part, we review the main research
findings from other countries, we discuss the main theories about social stratification
of gambling and elaborate our research hypotheses. In the last part, we analyse data
from three waves of the Istat’s survey on Consumption of Italian Households (1999,
2003, 2008), focusing on participation and monthly expenditure in «Lotto, lotteries
and soccer gambling». Results of non-parametric (Lorentz curves, Suits index) and
parametric analyses (probit and OLS regression) indicate that gambling in Italy can
be considered as a form of (voluntary) regressive taxation, because the less affluent households spend on gambling a higher proportion of their income than richer
families. Furthermore, the effect of income on gambling expenditure is larger among
the lower educated families. At the end, there is evidence of a higher propensity
to gamble among households of the working class, with fewer women and elderly,
and from the South of Italy.
JEL Classification: D63 - Equity, Justice, Inequality, and Other; D12 - Consumer
Economics: Empirical Analysis; H23 - Externalities; Redistributive Effects.