Rigolato 1741. La canonica del reverendo Nicolò Vuezil e le anime delle ville

Si pubblica l'articolo uscito nel 2009, con il medesimo titolo, su Metodi & Ricerche e poi confluito, con variazioni, nel capitolo 6 del libro Rigolato tra XVII e XIX secolo. La versione originale è scaricabile qui sotto in formato pdf. Si mette, inoltre, a disposizione una tabella cvs contenente i dati sottoposti ad analisi.

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Nicolò Vuezil e i fuochi nel 1741

Il 25 luglio 1737 «Il molto Rev.do Sig.r D. Antonio Venchiaruti, parocho della cura di S.to Giacomo di Rigolato et Ville anesse» rinunciava pubblicamente, dall'altar maggiore della «ve.da Parochialle in tempo che solenizava la S.ta messa in concorso di tutto il Popolo», al «beneficio di Parocho in potestà dalli sig.ri sindaci e deij comuni sottoposti a cotesta ve.da Chiessa»1.

Un mese dopo «atteso dal poppolo tal risoluta volontà... e renoncia fatte tanto in voce che in carta», gli uomini delle ville «radunati unitamente in... Somaroppa terminarono di divenire alla balotacione di novo parocho e pastore».

Il primo settembre, svolte le elezioni comune per comune, i giurati delle ville si recano dal notaio Gio Batta Vidale ed

espongono d'hauer datto il loro votto nella persona del molto Re.do Sig.r D. Nicolo Vuezil che sonno in tutti votti n. 124 come dalle polize destinte consegnatto a manno di me Nod.o mariga p. mariga dalli sud.ti Comuni a riserva parte del Comun di Givigliana e Leonardo Piligrina di Rigolato che hano datto il loro Votto nella persona del Red.do sig.r D. Pietro Antonio Danielli che sono votti n. 19.

Nel 1737 i fuochi con diritto di voto sono, quindi, 143, 18 dei quali a Givigliana2; l'anno precedente (4.8.1736), durante una visita pastorale, il parroco aveva contato 744 anime, per circa il 70% da comunione (Tab. 1)3.

Nicolò Vuezil, il nuovo parroco, era nato a Ludaria il 26.6.1706 «ab alba cioe alla talliana a horre 6 alla todescha a horra 3 dopo mezanote», da «Giacomo fig.lo di sig. Zuanne capitanio Vuezil de Ludaria» e dalla consorte Maria figlia di Leonardo Gussetti da Magnanins, ed era quasi subito rimasto orfano di madre4. Apparteneva a una famiglia da tempo dedita alla mercatura; il nonno paterno, che compare tra gli assenti dell'inchiesta Cornaro del 1679, capitano (non sappiamo se maggiore, di Gorto, o minore, di Rigolato e ville annesse) all'epoca della nascita di Nicolò, morirà a Wiener Neustadt nel 1722; in questa città operarono anche il padre, che nel 1707 s'era risposato con Maria Volomario da Casadorno, ed i fratellastri, tra i quali Giovanni Battista, che vi morirà nel 17505.

Comparsi App.o me Nod.o Mariga e Giuratti del Comun di Ludaria qualli attestano et indubitata fede fano, come Giacomo Vuezil di d.to loco ha piantato il proppio domicilio in Noijstott nel Austria ivi agravatto di gravi et eccessive imposte della Regina d'Ongaria non essendo in queste turbolenze di guere pur un momento sicuro di sogiacer alla total perdita di quanto posiede. Quel pocho poi che ha nella patria consiste il più in frabice morte, et tereno che porta piutosto agravio che utile, si dica che con tenui lucri della negoci.ne deve sostentar...6

Lo stesso Nicolò, molto probabilmente, integrava il beneficio della cura partecipando attivamente al mondo degli affari7. Nei «tenui lucri della negociacione» va forse cercata la generosità che il parroco, ed altri membri della sua famiglia, dimostrarono verso la comunità, contribuendo in maniera determinante all'erezione della nuova canonica, prima, e dell'altare maggiore della rinnovata chiesa parrocchiale, poi.

1741 Adi 13 agosto Nella Ved.a Chiessa Parochiale di S.to Giacomo di Rigolato [...] Essendo il molt.o Re.do D: Nicolo Vuezil Parocho di questa Cura intenzionato di refrabricar la Canonica, in virtù della essebicione fatta dal med.mo al altar magiore di voler lui pagare tutte le maestranze ocorente in detta frabica a sua propria borsa, con questo però che daij Comuni sia sovenutto in agutto p. far il preparamento di sasi sabion calzina e legna con qualche sume secondo la pusibilità delle case e volontaria loro esebicione che pciò fermatosi in d.ta Ve.da Chiessa la maggior parte delli huomini di d.ta Ved.a Cura et hanno promesso di contribuire in agutto di tal frabica p. una volta tantum e p.che parte del popolo non si atrovavano presenti in detta radunanza ano... facoltà a.... sottoscri... di andar casa per casa per ricavar il conto e quanto intendano di dare in agutto di tal frabica.

La ricognizione casa per casa venne eseguita e i suoi risultati sunteggiati in un elenco che l'8.2.1742 «fu consegnato coppia al Red.do Parocho, solo li nomi e sume di quanto hano promesso duno p. cadauno senza l'espresione del preambolo»8. Il documento ci è giunto sotto diverse forme, corrispondenti a varie fasi d'elaborazione. Abbiamo utilizzato quella più estesa per ricavarne la Tab. 2.

Alla fine dell'anno 1741 nella cura di S. Giacomo si contano 153 fuochi, dieci in più rispetto al 1737 (20, cui forse vanno aggiunti i due di Tors, contro 18 a Givigliana), compresi alcuni nuclei di foresti, presumibilmente non considerati in quell'occasione. Un buon quinto d'essi è colto in una fase di transizione (non fa capo ad una persona fisica ma, genericamente, ad «heredi») destinata a concludersi con la riconferma o l'allargamento, il dissolvimento, lo spegnimento del fuoco.

Non si conosce il numero complessivo d'abitanti alla stessa data, ma, tenendo conto dei saldi naturale e migratorio matrimoniale del periodo 1.8.1736-31.12.1741, è possibile stimarne il limite superiore, presumibilmente invalicato.

La Tab. 3, costruita in questo modo, partendo dalle annotazioni contenute nei registri canonici integrate parzialmente (Tab. 4), evidenzia un incremento d'abitanti superiore al sei percento (in cinque anni e cinque mesi); il risultato finale (794) appare eccessivo, deformato da una carenza messa in luce dalla classificazione dei decessi per età9, ovvero dall'omessa registrazione dei decessi infantili, se non, addirittura, di tutte le anime non da comunione.

Ci si trova a dover fare i conti con un'omissione rilevante e sistematica, concentrata su classi d'età sicuramente toccate da un'elevata mortalità, tale da privare di credibilità e verosimiglianza il risultato ottenuto per questa via.


Confraternite del SS. Sacramento e di S. Pietro

Altre elencazioni settecentesche di persone s'affiancano a quelle appena commentate, in particolare due serie di tavole dei «confratelli e consorelle» «della Ve.da Conf.ta del SS.mo Sacramento eretta nella Ve.da parochial Chiesa del appostolo s.to Giacomo di Rigolato» e della «Ven.da Confra.ta dell'Appostolo S. Pietro ereta nella cappella di Givigliana»10.

La «cameranza», l'esercizio periodico delle due confraternite, aveva durata annuale con inizio e termine «il giorno della dedicacione», ovvero «il giorno della sagra»11; ogni anno veniva eletto un nuovo cameraro il quale oltre a stendere la «tavola» dei confratelli e consorelle s'occupava dell'amministrazione e dalla redazione del bilancio consuntivo. Una sintesi di quest'ultimo veniva trascritta su un registro «bollato», soggetto a vigilanza e revisione da parte dell'autorità civile.

Nel corso del '700 il numero di aderenti, stando a questa fonte, si mantiene sempre elevato; nei 57 esercizi compresi tra il 1723/24 e il 1779/80 la Confraternita del SS. Sacramento ne raccoglie mediamente 217 (75 maschi e 142 femmine), corrispondenti al 27/30% d'una popolazione presumibilmente oscillante tra 700 e 800 abitanti (Tab. 5).

Nel 1736 gli iscritti alle confraternita del SS. Sacramento corrispondono al 29,7% della popolazione complessiva, ed in alcune località, come Valpicetto e Rigolato, toccano livelli ancora più elevati (41,6% e 35,5%, rispettivamente); la confraternita di San Pietro raccoglie solo il 16,8% degli abitanti, ma a Givigliana quasi uno su due (45%) ne fa parte. Restringendo lo sguardo alle anime da comunione le incidenze salgono, per la confraternita del SS. Sacramento, fino ad oltre il 42%, con picchi del 62,6% a Valpicetto e Magnanins e del 50,8% a Rigolato; il 58,5% delle anime da comunione di Givigliana partecipa alla confraternita di San Pietro (Tab. 6)12.

I confratelli del SS. Sacramento fanno principalmente capo a nuclei coniugali rappresentati dalle mogli (se spezzati, dalle vedove) o da ambedue i coniugi; i singoli non coniugati sono in maggioranza adulti d'età superiore ai 30 anni; più in particolare si caratterizzano per essere (Tab. 7):

  • «anime da comunione» in maggioranza di sesso femminile (64,3%), sposate (32,6%) o vedove (19,9%); anche i maschi (35,7%) sono in larga maggioranza sposati; nubili e celibi pesano complessivamente solo il 16,7%, contro il 22,2% di vedovi e vedove e il 61,1% dei coniugati.
  • per lo più adulti appartenenti a fasce d'età medio-anziane; ciascuna delle tre classi quinquennali collocate tra 45 e 59 anni compiuti incide sul totale per oltre il 10% (il massimo di 15,8% cade nella fascia 45-49).

Questo quadro, nonostante qualche piccola variazione, si riproduce anche nella confraternita di San Pietro13.


Ricostruzione della popolazione al 31.12.1741

Mediante la «somma logica» degli iscritti alle due confraternite nell'anno 1736, che ha reso ininfluenti 76 duplici adesioni, si è composta una terza elencazione, intercettante il 36,3% della popolazione complessiva e il 51,6% di quella da comunione (Tab. 8).

Si può supporre che che nel 1741, cinque anni dopo, queste proporzioni siano rimaste più o meno le stesse; il lavoro di composizione è proseguito attraverso una serie concatenata di «tappe»:

  • L'unione degli elenchi delle confraternite ha fornito 264 nominativi ai quali sono stati sommati altri 41 provenienti dalla distinta dei fuochi (Tab. 9).
  • 584 eventi riconducibili, con ragionevole certezza, a residenti al 31.12.1741 sono stati captati dal registro delle sepolture; la loro somma, dopo 227 elisioni, con le 305 già selezionate, ha portato a 662 il totale delle persone fino a questo punto identificate.
  • Altri 348 nominativi, non menzionati nel registro sepolture, ma riconducibili a nuclei coniugali già identificati e presenti al 31.12.1741, sono stati estrapolati dal registro dei battesimi; di questi:
    • 77 compaiono anche in annotazioni apposte sul registro dei matrimoni dopo il 1741 (e, quindi, sono stati inclusi tra i residenti al 31.12.1741);
    • altri 35 risultano menzionati in atti di matrimonio antecedenti al 31.12.1741, ma solamente sei sono sicuramente riferibili a residenti, in quanto appartenenti a nuclei matrimoniali attivi anche successivamente, mentre i rimanenti riguardano donne presumibilmente emigrate proprio a causa del matrimonio.
  • Undici nominativi sono stati, infine, dedotti indirettamente, attingendo ad elementi eterogenei (l'indicazione dello stato di coniugata apposta nell'elenco delle confraternite è, per esempio, stata letta come prova dell'esistenza in vita del marito).

Si è giunti, così, ad individuare nominativamente 756 persone con molta probabilità residenti a Rigolato alla fine del 1741 (Tab. 10) che sono state ricomposte e raggruppate in classi d'età quinquennali.

Il confronto con la struttura della popolazione al 31.12.179914 ha fatto emergere due probabili «anomalie» (Tab. 11): - un sottodimensionamento delle fasce d'età infantili; - un rigonfiamento della classe d'età 15-19.

La prima irregolarità appare frutto del metodo di selezione adottato che, attingendo abbondantemente dal registro delle sepolture, ne riflette le carenze15.

Per scavalcare l'ostacolo si è stimato il peso della sottoregistrazione dei decessi infantili (relativi ad un segmento di popolazione verosimilmente appena sfiorato da movimenti migratori) mediante una tavola di mortalità costruita sui decessi registrati a Rigolato nel cinquantennio 1750-179916, quando il difetto s'attenua fino a scomparire, giungendo a quantificarlo in circa 31 soggetti, 21 dei quali concentrati nella prima fascia d'età (Tab. 12).

Il rigonfiamento rilevato nella classe d'età 15-19, è in gran parte attribuibile, invece, a generazioni più numerose delle altre fin dall'origine, ovvero alla natalità sostenuta del periodo 1722-1726, colpite da una mortalità nella norma (quasi a conferma che la sottoregistrazione dei decessi non travalica il quattordicesimo anno d'età i sopravviventi intercettati e quelli stimati in questa fascia tendono a coincidere).

Dopo l'introduzione, con qualche adattamento17, di queste variazioni la distribuzione della popolazione per classi d'età pare, almeno in parte, riequilibrarsi, recuperare simmetria e verticalità, pur mantenendo una base meno ampia di quella che ci si potrebbe aspettare (Tab. 12).

Ne esce un quadro in qualche modo sorprendente soprattutto per quanto attiene il numero complessivo d'abitanti (787), vicinissimo a quello stimato (e scartato) in precedenza per altra via (Tab. 3), e non molto lontano da quello di fine secolo (817).

Circa il 58% della popolazione è costituito da femmine (a cento femmine corrispondono pressapoco settanta maschi) contro il 53,6% del 1799. I maschi sono la maggioranza solo nelle classi d'età 15-19 e 55-59, mentre a fine secolo conservano la preminenza anche nelle classi d'età iniziali. Un rapporto di mascolinità squilibrato già nelle classi iniziali suscita perplessità, ma i numeri in gioco paiono sufficienti a giustificarlo e, d'altro canto, non ci sono ragioni per nutrire dubbi sulle registrazioni dei battesimi.

I maschi sembrano particolarmente scarsi nella fascia d'età 25-29, ma lo svantaggio risale in parte all'origine (nel periodo 1712-1716 nascono 52 maschi contro 68 femmine con una rapporto di mascolinità del 76,5%) ed in parte potrebbe derivare (oltre che da un possibile andamento differenziato della mortalità) da perturbazioni migratorie, specie di carattere matrimoniale, cui sicuramente questa classe d'età è soggetta.

Per attribuire i 31 soggetti presumibilmente mancanti alle varie località s'è dovuto, vista l'esiguità dei numeri in gioco, precisarne meglio i contorni e verificare alcune compatibilità18.

Una volta ricomposto il quadro complessivo, dal confronto con i dati del 1736 sono emersi, all'interno d'un'immutata sequenza dimensionale e d'un incremento complessivo di 43 abitanti, una sola variazione negativa (a Ludaria) e scostamenti superiori alla media a Valpicetto, Gracco e Givigliana (Tab. 14).

Nel caso di Valpicetto si può pensare ad un parziale disallineamento dovuto alla probabile esclusione, dal conteggio del 1736, delle anime soggette alla cura di San Giorgio (le famiglie Di Qual nel 1741 contano almeno 11 elementi) e/o di nuclei residenti ma non aggregati formalmente (la famiglia di Roberto Perfler nel 1741 conta almeno 5 elementi). Analoghe considerazioni, oltre ai possibili effetti d'una mobilità interparrocchiale, potrebbero, almeno in parte, celarsi dietro gli altri scostamenti.


Struttura della popolazione al 31.12.1741

Il risultato finale del lavorio analiticamente illustrato è stato, infine, condensato nelle Tab. 15 e Tab. 1619 e rappresentato graficamente nella Fig. 1.

 

Rigolato 31.12.1741: struttura della popolazione per età, sesso e stato civile

 

Nel 1741 le fasce estreme, infantili-giovanili (00-14) ed anziane (65-ω) mostrano incidenze inferiori a quelle del 1799 (29,2% contro 30,8% e 5,8% contro 8,1%, rispettivamente) e una diversa composizione, che emerge soprattutto nella fascia iniziale (00-04). Le fasce intermedie (15-39 e 40-64) pesano, viceversa, di più, soprattutto per merito delle femmine (21,3% e 15,4% contro 18,8% e 14,6%).

Queste ultime si caratterizzano anche per una maggiore numerosità di vedove (8,6% contro 7,1%) e nubili (33,3% contro 28,9%); un andamento in parte diverso, in particolare per il minor peso dei celibi, si nota tra i maschi.

Età media e mediana variano complessivamente di poco passando, in sessant'anni, da 30,1 a 30,5 e da 26,7 a 27,0 rispettivamente. Ma mentre per le femmine questo corrisponde ad un aumento, da 30,7 a 32,3 dell'età media e da 27,4 a 29,5 di quella mediana, per i maschi s'assiste a un andamento opposto con l'età media che scende da 29,3 a 28,4 e quella mediana da 25,3 a 24,4 (Tab. 17).

Nel 1741 a fronte di 100 giovani d'età inferiore a 15 anni si hanno oltre 19 anziani mentre nel 1799 questi salgono a 26 (Tab. 18, indice di vecchiaia).

Il minor peso delle fasce d'età estreme rispetto alla popolazione complessiva si riflette nell'indice demografico di dipendenza; nel 1741 a fronte di 100 persone in età attiva ce ne sono 53,4 in condizione di dipendenza contro le 63,7 del 1799.

Gli indici di struttura e di ricambio della popolazione attiva, che misurano il grado d'invecchiamento delle fasce centrali della popolazione e il rapporto tra le generazioni che presumibilmente stanno per abbandonare ed intraprendere l'attività lavorativa, s'attestano su livelli inferiori, ma non molto lontani, a quelli di fine secolo.

L'esiguità della prima classe d'età influisce anche sull'indice di carico di figli per donna feconda; nel 1741 a fronte di cento donne in età riproduttiva (15-44 anni) ci sono solo 39 bambini contro ai quasi 57 di fine secolo.

Rispetto alla fine del secolo le femmine sembrano sposarsi ad un'età più tarda (26 anni contro 23,4) al contrario dei maschi (27 contro 28,7 anni); il divario tra i sessi nell'età d'accesso al matrimonio è di un solo anno (contro cinque); celibato e nubilato definitivi s'aggirano su livelli più elevati, toccando all'incirca un decimo dei maschi e un quarto delle femmine (Tab. Tab. 19)20.


Mortalità a metà Settecento

Per sfuggire agli ostacoli posti dal numero modesto di rilevazioni annuali, aggravato, come s'è visto, dalla sistematica sottoregistrazione dei decessi infantili, nell'analisi della mortalità non si è fatto riferimento ai decessi del 1741 ma a quelli medi del quinquennio 1739-43 (centrato sul dato della popolazione ricostruito); il calcolo dei tassi specifici di mortalità, inoltre, è stato svolto per classi d'età molto ampie, quindicinali, a partire dalla fascia d'età 15-29, con l'ultimo raggruppamento esteso su tutta la popolazione con sessanta anni e più (Tab. 20).

L'assenza delle classi iniziali, caratterizzate da una mortalità infantile rilevante, decisiva per la determinazione della speranza di vita alla nascita, e l'inusuale ampiezza delle classi d'età riducono la significatività dei risultati, ma scelte diverse appaiono ancor più problematiche; benché stiracchiata, tale suddivisione consente confronti con le «Anagrafi venete» ed alcuni modelli di mortalità.

Dai tassi di mortalità, si sono estratte, non senza qualche accorgimento21, le probabilità di morte e i sopravviventi d'una popolazione virtuale, composta esclusivamente da soggetti con 15 anni e oltre; ambedue gli elementi sono stati usati come «chiavi d'ingresso» nelle tavole-tipo di mortalità di Coale e Demeny (Tab. 21 e Tab. 22)22.

Il modello Sud, caratterizzato da una speranza di vita alla nascita di 35 anni, sembra attagliarsi quasi perfettamente alla popolazione femminile rigolatese del 1741; i sopravviventi attesi a 30 anni coincidono con quelli accertati, ed anche a 45 e 60 anni le differenze appaiono trascurabili (-1 e +7 su mille, rispettivamente, come dall'ottava colonna della Tab. 21).

Per i maschi tutto diviene più controverso, meno chiaro e immediato. I due modelli più vicini ai dati osservati implicano speranze di vita alla nascita poco verosimili, superiori a quella femminile (Sud 36,23, Est 37,20), ed evidenzino divergenze che, pur tra loro prossime in «valore assoluto», sono sfasate sia riguardo all'età che al segno; mentre nel modello Sud il punto di maggior contatto si tocca a 45 anni, con una divergenza tra sopravviventi attesi ed accertati d'appena un'unità in più (ottava colonna della Tab. 22), nel modello Est ciò accade a 30 anni, ma con un'unità in meno (undicesima colonna della Tab. 22).

Si rafforza l'impressione d'un vizio interno alle fonti utilizzate, espresso da tassi di mortalità inferiori a quelli reali, solo parzialmente riequilibrati con l'espediente della media quinquennale (nell'anno 1741 viene registrato un solo decesso tra i maschi con oltre 15 anni, Tab. 20). Pare verosimile che un numero imprecisato di decessi di maschi adulti non sia stato annotato in quanto avvenuto al di fuori della parrocchia, verosimilmente nei luoghi percorsi dagli emigranti temporanei; nell'impossibilità d'una loro quantificazione precisa, per i maschi si è ripiegato un modello di mortalità collocato in «zona Sud», come per le femmine, ma con una speranza di vita alla nascita appena inferiore (33,95, colonne 12-14 della Tab. 22).

La Tab. 23 contiene un estratto, relativo alle classi d'età infantili e giovanili, delle tavole tipo di Coale e Demeny individuate in questo modo; il contingente iniziale di mille nati a quindici anni si riduce di oltre il 40% e la speranza di vita raggiunge il suo apice, prossimo a quota 50, verso i 5 anni d'età, una volta superati i periodi più rischiosi.

Le divergenze rispetto alla stima formulata in precedenza con l'ausilio della tavola di mortalità costruita sui decessi 1750-99, riassunte nella Tab. 24, paiono tutto sommato accettabili23. Ambedue i modelli concordano nell'evidenziare carenze di decessi nelle prime classi d'età, riequilibrate a partire dalla classe d'età 15-19. In termini numerici la differenza complessiva si restringe a sole 4 unità ma la ripartizione degli eventi tra i sessi nel modello di Coale e Demeny è più equilibrata. L'ipotesi iniziale conserva, tuttavia, una sua validità in quanto, nel caso concreto, lo squilibro tra i sessi ha riferimenti oggettivi (basso tasso di mascolinità delle nascite nel quindicennio precedente al 1741).

I dati a disposizione consentono l'entrata nella reti 104 e 105 delle tavole di S. Ledermann24, ma con risultati insoddisfacenti in quanto restituiscono speranze di vita alla nascita (38,6 e di 52 anni rispettivamente) poco credibili.

Con la Tab. 25, basata sulla popolazione stazionaria25 associata alla tavola di mortalità di Coale e Demeny (colonna 9), s'è tentato di gettare una sguardo più ravvicinato sulla struttura della popolazione femminile, su quella in età feconda in particolare. Le proporzioni standardizzate (colonne 6, 7 e 8), riferite ad una popolazione virtuale composta da una donna per ciascuna classe d'età, evidenziano come solo il 45% delle femmine in età 15-49 sia coniugata. Questo elemento assume un rilievo più pregnante se abbinato alla proporzione degli anni vissuti in stato di coniugata nel periodo fecondo (43%); gli anni vissuti, proiettati longitudinalmente, possono essere, infatti, immaginati come quelli effettivamente sperimentati da un'ipotetica generazione nel corso della propria esistenza.


Fecondità a metà Settecento

Nella Tab. 26 si espongono i tassi specifici di fecondità al 31.12.1741, calcolati, analogamente ai decessi, sulla media degli eventi del quinquennio 1739-43 mentre nella Tab. 27 si propone un confronto con l'andamento di fine secolo, limitato, vista l'irrilevanza della fecondità illegittima, ai tassi specifici complessivi (media delle nascite 1797-1801), dal quale si desume un incremento esteso su quasi tutte le fasce d'età; il tasso di fecondità totale (TFT) del momento s'aggira intorno ai 3,9 figli per donna nel 1741 per salire a 5 nel 1799.

La distribuzione delle nascite rimane sostanzialmente molto simile con circa il 40% della discendenza complessiva messa al mondo, sia nel 1741 che nel 1799, entro i trenta anni d'età delle madri e l'82% entro i quaranta anni.

Anche il confronto dei tassi generici di fecondità standardizzati indirettamente, in modo da neutralizzare l'effetto della composizione d'età (indici di Princeton, calcolati con riferimento alla fecondità delle donne hutterite), evidenzia valori di fecondità e nuzialità (indice Im) più moderati nel 1741 rispetto al 1799 (Tab. 28).

Ragionando per assurdo, ovvero postulando che la fecondità e la sopravvivenza riscontrate alla fine del 1741 corrispondano a quelle tipiche d'una popolazione stabile26, si è voluto calcolare il relativo tasso d'incremento intrinseco (Tab. 29)27 e determinarne la struttura (Tab. 30).

Il tasso d'incremento appare, almeno in parte, inatteso sia per il segno, negativo, che per la sua modestia (-1,8‰, col tasso di natalità collocato al 27,4‰ e quello di mortalità al 29,2‰), tanto che popolazione stabile e stazionaria divergono complessivamente per sole due unità (35 contro 37).


Migratorietà

Le carenze che affliggono le registrazioni dei decessi, unite ai dubbi sulla verosimiglianza dei dati censuari, impediscono, per gran parte del '700, un calcolo credibile sia del saldo naturale che di quello migratorio. Ma se una loro quantificazione complessiva rimane preclusa è possibile tentarne una parziale, limitata alle classi d'età, relativamente alle quali le registrazioni dei decessi possano ritenersi attendibili, intercettate da due «censimenti». È quello che s'è tentato di fare nella Tab. 31, partendo dai dati ricostruiti del 1741 per approdare all'ultimo gruppo d'età dell'Anagrafe veneta del 1771.

La scomposizione per sesso del saldo migratorio sembra evidenziare una perdita netta significativa di maschi adulti. Nell'ipotesi più semplice, in assenza d'immigrazioni, si potrebbe ritenere che dei 126 maschi, d'età compresa tra 31 e 61 anni, presenti al 31.12.1741, 23 sopravvivano ancora al 31.12.1771, 62 siano nel frattempo morti e 39 emigrati. Il peso relativo del saldo migratorio sul composito aggregato generazionale di partenza è comunque rilevante (30,9%) anche se distribuito su un periodo medio-lungo. Nel trentennio considerato i flussi emigratori definitivi si mantengono su livelli superiori a quelli opposti, immigratori, e, vista l'esiguità del tasso naturale d'incremento, possono spiegare il calo della popolazione.

Proseguendo in maniera analoga, dal piedistallo del 1771 si è lanciato uno sguardo fino alla fine del secolo (Tab. 32).

Il saldo migratorio relativo ai 711 residenti al 31.12.1771 permane negativo, ma in maniera moderata. Sempre ipotizzando l'assenza di immigrazioni, dei 314 maschi di tutte le età residenti al 31.12.1771, 173 sopravviverebbero ancora nel 1799, 114 sarebbero, nel frattempo, deceduti e solo 27 emigrati (8,5%), mentre tra le femmine quest'ultimo valore tende al pareggio. Le generazioni nate nel periodo intercensuario 1772-1799 sembrano coinvolte in un andamento opposto; è tra esse che si conta il saldo migratorio negativo più elevato in termini assoluti e relativi.

Sorge quasi il sospetto che dietro quest'andamento differenziato si nasconda un flusso immigratorio d'una certa consistenza prevalentemente costituito da adulti, tale da compensare il flusso in uscita solo nelle classi d'età più elevate. L'emigrazione delle classi più giovani, almeno in parte legata a quella d'interi nuclei familiari, sarebbe insomma più visibile. Relativamente a quest'ultima si fornisce anche la Tab. 33.


Anagrafi venete e mortalità

Le «Anagrafi venete»28, intermedie rispetto agli estremi sin qui considerati, suddividono la popolazione per sesso e, limitatamente ai maschi, per grandi gruppi d'età. Si è voluto stimare, appigliandosi a questi elementi, la ripartizione per età della componente femminile procedendo in sequenza a:

  • quantificare empiricamente, dal registro sepolture, col metodo delle «generazioni estinte»29, la consistenza dell'ultima classe d'età femminile;
  • determinare l'ammontare della prima classe d'età (0-13), in maniera differenziata, a seconda della qualità dei dati disponibili, col metodo delle generazioni estinte e con presunzioni30;
  • dedurre, per differenza, il valore del raggruppamento centrale.

I risultati della stima sono riassunti nella Tab. Tab. 3431.

Nel 1741 gli indici d'invecchiamento e di vecchiaia32 ottenuti, o riproposti, in base alla nuova ripartizione d'età (tralasciati i riferimenti al 1766, vistosamente anomali), evidenziano valori posizionati, per i maschi, ai livelli più bassi, spia d'una probabile sottostima di ultrasessantenni (Tab. 35).

È possibile sfruttare, con qualche elemento aggiuntivo, la ripartizione della popolazione in grandi gruppi d'età per accedere ad alcuni modelli di mortalità. Nella Tab. 36 sono esposti i decessi medi utilizzati per calcolare i tassi specifici di mortalità, le probabilità di morte e i sopravviventi alle date di riferimento dei dati censuari esposti nella tabella successiva (Tab. 37)33.

Tassi e probabilità di morte scontano le deficienze sia dei dati censuari (nel loro complesso e nelle singole suddivisioni) sia dei decessi (in alcuni anni la mortalità infantile/giovanile appare sottoregistata), nonché della parziale aleatorietà dell'ipotesi adottata per ripartire la popolazione femminile. Per quanto riguarda il 1766 emerge chiaramente l'assoluta incoerenza e inattendibilità dei dati relativi ai decessi, più ancora di quelli sulla popolazione, il cui rapporto esprime tassi e probabilità irrealistici (che, tuttavia, proprio per questo, vengono evidenziati)34.

Ma è su questa base che si tenterà di pervenire, utilizzando la funzione relazionale di W. Brass35, a tavole di mortalità del momento. Poiché i risultati ottenibili in questo modo sono influenzati dalla scelta dello standard di riferimento, al modello generale proposto da Brass se n'è affiancato un altro più aderente (nelle intenzioni) al contesto, costituito dalla tavola di mortalità realizzata, col metodo dei decessi generalizzato, sulla base degli eventi registrati a Rigolato nel periodo 1775-99 (Tab. 38)36.

Nella Tab. 39 sono esposti i dati salienti delle tavole di mortalità del momento elaborate in base ai due diversi standard di riferimento.

Limitando lo sguardo alla speranza di vita alla nascita emergono serie di valori particolarmente vicine37. Il 1771 si caratterizza per un e0 basso, inferiore di oltre 14 anni rispetto al 1799, probabile effetto d'una mortalità accentuata in tutte le fasce d'età (la più elevata tra quelle considerate) amplificata da un dato censuario (il denominatore del rapporto) forse carente per difetto.

Pur concordando nel valore della speranza di vita alla nascita i due modelli delineano andamenti diversi, soprattutto nelle classi estreme; secondo lo standard rigolatese le probabilità di morte sono più moderate nelle età iniziali e più accentuate in quelle finali (la generazione si estingue prima)38.


Mortalità nell'alta Val di Gorto a fine Settecento

La speranza di vita alla nascita rilevata nell'anno 1799 (36,7 anni - Tab. 39) non è molto lontana da quella del 1741 (35 anni per le femmine e 33,95 per i maschi - Tab. 21 e Tab. 22), e neppure da quella, stimata con modelli di proiezione inversa, media dell'intera Carnia nell'ultimo quarto del Settecento (37,51)39.

Alla ricerca di confronti più ravvicinati, partendo dalle Anagrafi venete, s'è allargato lo sguardo sulle parrocchie confinanti di San Giorgio (Comeglians) e San Giovanni Battista (Forni Avoltri).

La documentazione utilizzata per Comeglians è costituita dalla banca dati, più volte citata, creata da Giorgio Ferigo a supporto dei suoi studi di demografia storica40.

Nel caso di Forni Avoltri la ricerca è ostacolata dalla perdita d'un registro di battesimi (che ha prodotto un «buco» esteso dalla metà di giugno 1718 al mese d'aprile 1794). La perdita sarebbe stata ben più pesante se i parroci non fossero stati diligenti nell'annotazione delle sepolture. Pre' Pietro Brunasso da Sigilletto, in particolare, a capo della cura dall'agosto 1769 all'agosto 1793, ha indicato sistematicamente, con approssimazioni che si percepiscono buone, l'età dei deceduti e non ha trascurato infanti e bambini41, tanto che, sulla base dei 843 decessi registrati nel periodo 1765-1799, è stato possibile costruire la tavola di mortalità esposta in Tab. 4042.

Ci vengono così restituite una speranza di vita alla nascita di 30,2 anni, inferiore per circa 3,5 anni rispetto a quella calcolata per Rigolato sulla base dei decessi 1775-99 e una mortalità che, a parte il primo anno, come testimonia la curva dei sopravviventi costantemente più bassa, sembra più elevata in tutte le classi d'età (Fig. 2)43.

 

Curva dei sopravviventi secondo le tavole di mortalità costruite in base ai decessi 1775-99 (Rigolato) e 1765-99 (Forni Avoltri)

 

A Comeglians la vita media nel corso del '700 s'attesta sui 29,3 anni per le femmine e 27,4 per i maschi44.

Nella Tab. 41 sono riassunti i dati relativi alla popolazione delle tre località secondo le Anagrafi del 1766, 1771 e 1790.

I maggiori dubbi, del resto già segnalati, riguardano proprio Rigolato, che evidenzia un rapporto di mascolinità decisamente improbabile nel 1766 (60,2%) e ancora basso, rispetto alle altre parrocchie, nel 1771 (79,1%). I dati di Comeglians e Forni Avoltri appaiono più equilibrati; nel 1766 in ambedue le località i maschi costituiscono circa il 48% della popolazione ed il peso della fascia centrale s'aggira sul 31%, mentre si nota una diversa distribuzione nelle fasce estreme, con un peso maggiore dei giovani a Comeglians. Nel 1771 in entrambe le località si verifica una contrazione del rapporto di mascolinità. A Comeglians la modesta crescita della popolazione complessiva (+14 persone in cinque anni) è tutta da attribuire alla componente femminile che s'incrementa di 22 unità (mentre i maschi diminuiscono di 8). A Forni Avoltri la popolazione decresce di ben 34 unità, ma il numero dei maschi varia solo nella fascia centrale (-28) quasi a testimoniare una stesura sbrigativa, a tavolino, dei prospetti statistici.

Per ripartire la popolazione femminile in fasce d'età s'è proceduto in maniera simile, anche se non identica, a quella già vista per Rigolato:

  • In ambedue le località la consistenza delle femmine con più di 60 anni è stata determinata empiricamente in base ai decessi (generazioni estinte).
  • La quantità di femmine con età 0-13 nel caso di Comeglians corrisponde alle coorti annuali di nate nel 1753-1766 e 1758-71 decurtate dalle perdite, nominativamente individuate, intervenute fino alle varie date di riferimento. Relativamente a Forni Avoltri, vista l'indisponibilità del registro dei battesimi, la consistenza di questa fascia d'età è stata dedotta ipotizzando un rapporto di mascolinità del 105%, uguale a quello accertato tra i deceduti con età 0-13 anni nel periodo 1765-99.
  • La fascia centrale è stata infine, in ambedue i casi, desunta per differenza ed il prodotto di stime e presunzioni riassunto nella Tab. 42.

Il quadro complessivo in tal modo ottenuto non è esente da dubbi sollecitati, specie nel 1766, da rapporti di mascolinità improbabili nelle fasce centrali, ma pare sufficientemente coerente.

I decessi medi riscontrati nei vari trienni centrati sull'anno di riferimento, le conseguenti probabilità di morte e i sopravviventi, suddivisi per località, sono esposti nella Tab. 43 e nella Tab. 44.

A dispetto di consistenze demografiche non molto difformi, i decessi di Rigolato si collocano, sia in termini assoluti che relativi, su livelli decisamente meno elevati rispetto a quelli delle due parrocchie confinanti. Tralasciando l'anomalo 1766, nel 1771 e nel 1790 i tassi di mortalità fotografano congiunture decisamente negative a Forni Avoltri (con tassi generici del 43,8‰ e 47,3‰) e a Comeglians (40,4‰ e 45,7‰, rispettivamente) mentre a Rigolato sembrano operare tendenze più moderate (con tassi generici del 32,8 e 26,1‰).

Le tavole di mortalità del momento restituiscono un quadro generale di sofferenza demografica con speranze di vita alla nascita ridottissime, che toccano il minimo a Forni Avoltri, dove scendono addirittura su livelli prossimi a dieci anni nel 1771 e inferiori a quindici nel 1790 (Tab. 45).

A livello complessivo (alta Val di Gorto) la speranza di vita alla nascita s'aggira sui 16 anni nel 1771 e sui 20 nel 1790, valori inferiori di 5 anni e 10 anni rispetto a quelli di Rigolato.

Tanta diversità potrebbe forse essere stata accentuata da una sottostima della popolazione più marcata a Comeglians e a Forni Avoltri rispetto a Rigolato, ma conserva una base reale, costituita dal numero di decessi particolarmente elevato. Rimane da quantificare il peso degli elementi casuali e sporadici, legati, per esempio, a ben circoscritte e sfalsate micro-epidemie, magari di vaiolo, e quello, invece, riconducibile a comportamenti demografici strutturalmente diversi.


Tabelle

Rigolato 4.8.1736: anime della parrocchia di San Giacomo

 

Rigolato 1741: fuochi per località e tipologia

 

Rigolato 1.8.1736-31.12.1741: movimento della popolazione

 

Rigolato 1.8.1736-31.12.1741: decessi registrati e considerati

 

Rigolato 1723-1780: iscritti alla Confraternita del Santissimo Sacramento eretta nella chiesa parrocchiale di San Giacomo

 

Rigolato 4.8.1736: iscritti alle Confraternite del SS. Sacramento e di S. Pietro

 

Rigolato 25.7.1736: membri della Confraternita del SS. Sacramento suddivisi per sesso, età e stato civile

 

Rigolato 4.8.1736: popolazione della parrocchia di San Giacomo ed iscritti ad almeno una Confraternita

 

Rigolato 31.12.1741: popolazione iscritta ad almeno una delle Confraternite o inclusa nell'elenco dei fuochi

 

Rigolato 1741: quadro riassuntivo delle selezioni operate per individuare i residenti

 

Rigolato 1741 e 1799: popolazione per classi d'età e sesso

 

Rigolato 1741: stima dei sopravviventi al 31 dicembre con età 0-19

 

Rigolato 1741: stima della popolazione al 31 dicembre per classi d'età

 

Rigolato 31.12.1741: distribuzione della popolazione per località

 

Rigolato 1741 e 1799: popolazione per sesso, stato civile e classi d'età quinquennali

 

Rigolato 1741 e 1799: popolazione per sesso, stato civile, grandi gruppi d'età

 

Rigolato 31.12.1741 e 31.12.1799: età media e mediana

 

Rigolato 31.12.1741 e 31.12.1799: indici di struttura

 

Proporzione dei celibi e delle nubili per classi d'età, età media al matrimonio, celibato definitivo

 

Rigolato 1741: tassi specifici di mortalità per grandi gruppi d'età

 

Rigolato 1741: stima dei valori di lx e individuazione delle tavole tipo di mortalità di Coale e Demeny (femmine)

 

Rigolato 1741: stima dei valori di lx e individuazione delle tavole tipo di mortalità di Coale e Demeny (maschi)

 

Tavole tipo di mortalità di Coale e Demeny (modello Sud)

 

Rigolato 1741: stima dei sopravviventi delle classi d'età infantili e giovanili

 

Rigolato 1741: popolazione femminile secondo lo stato civile

 

Rigolato 1741: tassi specifici di fecondità

 

Rigolato 1741-1799: variazione dei tassi specifici di fecondità

 

Rigolato 1741-1799: indici di Princeton (o di Coale)

 

Rigolato 1741: calcolo del tasso d'incremento intrinseco al 1741

 

Rigolato 1741: calcolo della popolazione stabile

 

Rigolato 1741-1771: saldo migratorio intercensuario delle generazioni nate nel periodo 1680-1710

 

Rigolato 1771-1799: saldo migratorio intercensuario per gruppi d'età e sesso

 

Rigolato 1772-1799: saldo migratorio per generazioni tra la nascita e il 1799

 

Rigolato 1741-1799: popolazione per sesso e grandi gruppi d'età (%)

 

Rigolato 1741-1799: indici d'invecchiamento e di vecchiaia

 

Rigolato 1766-1799: decessi medi per grandi gruppi d'età (triennio centrato sull'anno di riferimento)

 

Rigolato 1766-1799: tassi di mortalità e probabilità di morte per grandi gruppi d'età -- Sessi congiunti

 

Rigolato 1775-1799: tavola di mortalità calcolata col metodo dei decessi generalizzato (r=-0,16‰)

 

Rigolato 1766-1799: elementi salienti delle tavole di mortalità elaborate col metodo di Brass

 

Forni Avoltri 1765-1799: tavola di mortalità calcolata col metodo dei decessi generalizzato

 

Alta Val di Gorto 1766-1790: popolazione secondo le Anagrafi venete

 

Alta Val di Gorto 1766-1790: popolazione per località, sesso e grandi gruppi d'età

 

Alta Val di Gorto 1766-1790: decessi medi per grandi gruppi d'età

 

Alta Val di Gorto 1766-1790: tassi di mortalità e probabilità di morte per grandi gruppi d'età

 

Alta Val di Gorto 1766-1790: speranze di vita a varie età distinte per località e standard di riferimento

 


Note


  1. Il documento da cui sono tratte questa e le successive citazioni, datato 1 settembre 1737, è conservato all'Archivio di stato di Udine, Notarile antico (d'ora in poi: Asu, Na), b. 2875, notaio Giovanni Battista Vidale, Ludaria. 

  2. Tra i testimoni presenti alla redazione dell'atto c'è anche «Daniel Derino di Cadrubi»; in una procura, di poco successiva, rilasciata per chiedere la conferma della nomina all'abate di Moggio, nonché Patriarca d'Aquileia, Daniele Delfino, tra i testi compaiono «Nadal Longo D'Auronzo et Gio Batta D'Andrea di forno Savorgnano», anch'essi presenti nella cura (Asu, Na, b. 2875, 24.11.1737) . Si tratta di soggetti non aggregati, esclusi dal conteggio dei fuochi. 

  3. Archivio della Curia Arcivescovile Udinese (d'ora in poi: Acau), b. 807. 

  4. La data di nascita e le citazioni sono tratte da Archivio Parrocchiale di Rigolato (d'ora in poi: Apr), Canonicus liber Baptizatorum 1701-1764. La madre di Nicolò muore il 23.12.1706, Apr, Canonicus liber Mortuorum 1702-1799

  5. Per Giovanni Vuezil, nonno di Nicolò, vedasi la trascrizione dell'inchiesta del 1679 in C. Lorenzini, L’inchiesta del 1679 nella trascrizione di Giovanni Gortani, in G. Ferigo e A. Fornasin (a cura di), Cramars. Atti del convegno internazionale di studi Cramars. Emigrazione, mobilità, mestieri ambulanti dalla Carnia in Età Moderna, Udine, Arti Grafiche Friulane, 1997, p. 452, e Apr, Canonicus liber Baptizatorum 1581-1701, 30.4.1649 per il luogo e l'anno di morte; il matrimonio di Giacomo Vuezil e Maria Volomario è annotato in Apr , Canonicus liber Matrimoniorum 1702-1829, 13.7.1707; Giovanni Battista Vuezil muore a Wiener Neustadt l'8.10.1750 (Apr, Canonicus liber Mortuorum 1702-1799). A «P. Nicolò Uezil da Ludaria figlio di Giacomo oriundo di Colza» si riferiscono A. Roja e G. Vale, Note di storia della parrocchia di San Giacomo di Rigolato, Tolmezzo, Tip. Carnia, 1926, p. 13; agli inizi del '700 un Giuseppe figlio di Vincenzo Vuezil da Colza s'insedia a Ludaria (a un certo punto la grafia del cognome passerà da Vuezil e Vezzi) in seguito al matrimonio con Maria di Giacomo Gussetti (Apr, Canonicus liber Matrimoniorum 1702-1829, 29.4.1714), ma non sembra avere alcun legame con la famiglia di Nicolò. 

  6. Il documento, minuta incompleta e non datata, è collocato in Asu, Na, b. 2874, notaio Giovanni Battista Vidale, Ludaria. Giacomo muore a Rigolato il 2.2.1751; la seconda moglie gli era premorta l'1.2.1748 (Apr**, Canonicus liber Mortuorum 1702-1799). L'accenno alla regina d'Ungheria (Maria Teresa d'Asburgo diviene regina regnante d'Ungheria, Croazia e Slavonia nel 1741) restringe la data di stesura del testo al decennio 1741-51. 

  7. L'11.2.1743 concede un prestito di 91 filippi (A. Fornasin, Ambulanti, artigiani e mercanti. L’emigrazione dalla Carnia in età moderna, Caselle di Sommacampagna, Cierre Edizioni, 1998, p. 79 che rinvia ad Asu, Archivio Camucio, b. 5, f. 8.). Anche i suoi lasciti testamentari sono spia d'una certa agiatezza: «1752, 25 maggio - Il parroco Vuezl fa testamento e lega fiorini 300 alla confraternita del Rosario, 200 a quella del Ss. Sacramento, 150 alla cappella della Beata Vergine di Ludaria, 15 a S. Nicolò di Vuezis, 10 a S. Pietro di Givigliana, 10 alla B. V. di Gracco, 10 a S. Barbara di Valpicetto. Ordina che ‹sia fatto un altare in onore e Gloria del Ss. Bambino nella medesima Parochial Chiesa consimile a quello della B. V. del Rosario in cui sia entro il vetro collocato il Bambino medesimo›. Lega pure fiorini 4000 per la fondazione d'una mansioneria in Ludaria. (Le Messe annue da celebrarsi dal mansionario dovean esser 320, il suo stipendio 800 lire venete)», A. Roja e G. Vale, op. cit., pp. 13-14. 

  8. Asu, Na, b. 2874. 

  9. Si omette il dettaglio; basti dire che nel periodo 1736-41 non viene registrato nemmeno un decesso in età zero (i trentuno - 17 + 14 - recuperati sono stati inclusi nella Tab. 4 in base a congetture indiziarie) e che vengono annotati solo due decessi nelle età 1-14, uno in età 10 e l'altro con età 14. 

  10. Le «tavole» annuali dei membri delle due confraternite (fogli sciolti) in Asu, Na, b. 2874. Queste coesistevano con almeno altre due confraternite: - «1642, 25 maggio - Il padre Angelico Petricelli Domenicano, mandato dal priore del convento di S. Pietro Martire di Udine, istituisce la Scola o Confraternita di Ss Rosario in Rigolato»; - «1741, 14 luglio - Il Luogotenente della Patria del Friuli dichiara che la confraternita della Beate Vergine e di S. Anna di Ludaria e quella del Ss. Rosario di Rigolato son esenti dal presentare i loro libri e carte per la revisione (arch. par.) - Ciò indica che esse non possedevano beni immobili né capitali», A. Roja e G. Vale, op. cit., pp. 11 e 13, rispettivamente. 

  11. Per la Confraternita di San Pietro l'anno iniziava e finiva il 29 giugno, giorno, secondo il calendario liturgico, di solennità dei Santi Pietro e Paolo apostoli, per quella del SS. Sacramento il 25 luglio, festa di San Giacomo apostolo. 

  12. In un contesto «urbano», come quello udinese, già alla fine del '500 è stata osservata una partecipazione di massa alla confraternita del SS. Sacramento, con iscritti che «nel 1578-79 raggiungono la cifra di 1795 unità, il 10% della popolazione cittadina», L. De Biasio, Confraternite e vita sociale a Udine fra Quattro e Cinquecento. Note storiche sulla fraterna del «Sacramento», in Storia della solidarietà in Friuli, Atti del convegno di studio «Storia della solidarietà in Friuli» del 20-21.9.1985, Milano, Jaka Book, 1987, p. 82. 

  13. Si omette la relativa tabella. La storia delle confraternite rimane tutta da scrivere. Ancora nel 1805 Gio Carlo Iacotti accerterà che «Sono instituite in essa Parochial Chiesa le Fratterne del SSmo Sacramento Nome di Gesù, Rosario e Dottrina Cristiana, tutte senza rendita certa, ma con obblazioni dei confrattelli», G. C. Iacotti, Statistica del Friuli, Cargna e Canal del Ferro, Vol. 11, in Biblioteca Civica «V. Joppi» di Udine, Fondo Generale, ms 965, 1805, p. 122. La partecipazione e l'apporto dei confratelli non erano stati sempre spontanei. Nel 1770, ad esempio, «Domenico Michiel per la Serenissima Repubblica di Venezia ecc. Luogotenente Generale della Patria del Friuli. In considerabile summa essendo li crediti delle V.da Chiesa di S. Giacomo e Scuola in essa eretta del SSmo Sacramento della villa di Rigolato in Cargna, che tiene nella villa stessa ed in altre circonvicine», «commette alli debitori tutti delle preffatte Chiesa e Scuola che nel termine di giorni quindici debbano aver soddisfatto al rispettivo loro debito col saldo delle rispettive partite in mano de' suoi Camerari», Asu, Na, b. 3517, notaio Osvaldo Cappellari, atto del 3.12.1770. 

  14. Tutti i confronti col 31.12.1799 hanno a base i dati esposti in A. Puschiasis, La popolazione di Rigolato agli inizi del XIX secolo, in «Metodi & Ricerche», n.s., XXVI (2007), 1, pp. 59-65. 

  15. A parte i soggetti, quasi tutti adulti, inclusi negli elenchi dei fuochi e delle confraternite, l'esistenza in vita di gran parte degli altri è stata dedotta dai decessi avvenuti dopo il 31.12.1741; i soggetti deceduti dopo tale limite senza essere menzionati nel registro delle sepolture (in gran parte bambini) sono rimasti esclusi dalla selezione. 

  16. Più avanti (paragrafo 5) questa scelta viene valutata e in qualche modo giustificata nel contesto di alcune possibili alternative. Si omette la tavola di mortalità in quanto l'argomento verrà, almeno in parte, ripreso al paragrafo 9. 

  17. Gli adattamenti sono illustrati più avanti in questo stesso paragrafo. 

  18. Partendo dalle 367 nascite avvenute nel periodo 1727-1741, suddivise per località, e procedendo per esclusione, dopo aver espunto 199 sopravviventi al 31.12.1741, nominativamente individuati, e 66 deceduti (con ragionevole certezza) prima di tale data, si è ottenuto un residuo composto da 102 soggetti, 68 maschi e 34 femmine, potenzialmente in vita, variamente distribuiti all'interno delle ville. Le 31 integrazioni sono state eseguite empiricamente, nei limiti imposti dalla distribuzione per sesso e località dei casi individuati, cercando di smussare le incidenze più vistose. 

  19. Si è mantenuto il confronto tra quanto derivato dalla ricostruzione, (31.12.1741 [I]), quanto integrato con l'ipotesi illustrata nel paragrafo precedente (31.12.1741 [II]), e i dati di fine secolo. 

  20. Le proporzioni riportate in tabella si riferiscono a generazioni diverse; da ciò il loro andamento anomalo, non strettamente decrescente. «Se il riferimento alle generazioni fosse rispettato, i tassi dovrebbero decrescere naturalmente, o quantomeno non aumentare, al crescere dell'età, poiché, essendo la nuzialità dei primi matrimoni un fenomeno non rinnovabile, la popolazione dei celibi e delle nubili si assottiglierebbe man mano a causa del verificarsi dell'evento primo matrimonio in una parte di questa popolazione», L. Del Panta e R. Rettaroli, Introduzione alla demografia storica, Roma-Bari, Laterza, 1994, p. 183. Poiché il calcolo dell'età d'accesso al matrimonio ha per base questi rapporti anche tale dato andrà considerato come un'indicazione di massima, da approfondire e precisare con altri mezzi. 

  21. Per attenuare gli effetti distorsivi d'ipotesi basate su una distribuzione lineare dei decessi all'interno di classi d'età poliennali s'è applicata la funzione matematica di Reed e Merrell (il metodo Greville ha prodotto risultati analoghi, tranne che per l'ultima classe d'età). Vedasi R. Pressat, Analisi demografica. Concetti - Metodi - Risultati, Milano, Etas, 1976, pp. 309-315. 

  22. A. J. Coale e P. Demeny, Regional Model Life Tables and Stable Populations, 2a ed. New York, Academic Press, 1983. Il metodo adottato per «entrare» nelle tavole è ripreso da A. Santini, Problemi di analisi della mortalità, in A. Santini e L. Del Panta, Problemi di analisi delle popolazioni del passato in assenza di dati completi, Bologna, Clueb, 1982, pp. 52-54. 

  23. L'applicazione di tavole di mortalità «del momento» a dati longitudinali avrà prodotto qualche ulteriore distorsione. Il senso delle tavole di mortalità del momento è efficacemente sintetizzato da A. Santini in questo modo: «... con l'artificio della generazione fittizia si conferisce alle tavole di mortalità del momento i caratteri di un ‹modello›. In tal senso essa verrà appropriatamente definita come un ‹modello› attraverso il quale si descrivono le modalità di eliminazione di un ipotetico contingente di nati sottoposto al regime di mortalità esistente in un dato momento del calendario e rilevato attraverso le condizioni di mortalità osservate nelle diverse generazioni effettive durante il periodo cui si fa riferimento», A. Santini, Analisi demografica. Fondamenti e metodi, Scandicci, La Nuova Italia, 1992, p. 218. 

  24. S. Ledermann, Nouvelles tables-types de mortalité, Cahiers de «Travaux et documents» Cahier n. 53, Paris, Ined, 1969, pp. 65-68. Si tratta d'ingressi inadeguati, basati su probabilità di morte, adatti a produrre risultati attendibili solo se abbinati con altri elementi. Nel nostro caso gli accessi sono avvenuti con probabilità di morte del 230,8‰ per il réseau 104 (donne con 30-49 anni d'età) e del 324,5‰ per il réseau 105 (sessi congiunti con 45-64 anni). L'incertezza dei risultati è evidenziata dall'ampiezza degli intervalli di confidenza che, con riferimento al valore di e0, hanno un range di 22,5-49,5, per la rete 104, e di 35,7-63, per la rete 105. 

  25. La popolazione stazionaria corrisponde alla funzione Lx della tavola di mortalità che «può essere considerata sia come la distribuzione degli anni vissuti dal contingente iniziale l0, sia come una vera e propria popolazione di cui ogni generazione componente (di ogni singola classe di età) è la superstite di una generazione di nati N=l0», M. Livi Bacci, Introduzione alla demografia, 3a ed. Torino, Loescher, 1999, p. 129. Si caratterizza per un tasso d'incremento pari a zero (nascite annuali costanti), una struttura d'età fissa nel tempo (ciascuna generazione ha la stessa tavola di mortalità) e una consistenza corrispondente al prodotto delle nascite annuali per e0. «La definizione di popolazione stazionaria è assai rigida e si può affermare che non esiste una popolazione reale (nel senso più comune) rigorosamente stazionaria. La popolazione stazionaria è piuttosto una popolazione di riferimento che consente, mediante confronti, di esprimere un giudizio su alcune situazioni concrete», R. Pressat, op. cit., p. 235. 

  26. La popolazione stabile è caratterizzata «dalla presenza di un solo sesso, da tassi di fecondità e di mortalità invarianti, da chiusura ai movimenti migratori, da tassi costanti di natalità, mortalità e incremento, e da una struttura per età invariabile nel tempo», M. Livi Bacci, Introduzione alla demografia, op. cit., p. 352. Si distingue dalla popolazione stazionaria per la sostituzione dell'ipotesi di costanza delle nascite con quella di una loro variazione a tasso costante Anche in questo caso ci troviamo di fronte ad un modello teorico che può tornare utile per osservare la popolazione concreta. La funzione di controllo di colonna 10 (equazione fondamentale della popolazione stabile) è verificata quando restituisce un risultato pari a 1. 

  27. La popolazione stazionaria femminile utilizzata nel calcolo corrisponde a quella associata alla tavola di mortalità femminile di Coale e Demeny (modello Sud, livello 7) già individuata in precedenza. 

  28. Fonti: - Biblioteca nazionale Marciana di Venezia, Anagrafi, per il 1766 e il 1771; - Archivio di stato di Venezia, Deputati aggiunti alla provision del denaro pubblico, b. 210 bis, per il 1790; - A. Roja e G. Vale, Note di storia della parrocchia di San Giacomo di Rigolato, cit., p. 19 per il 1779; questo dato, pur non provenendo dalle «Anagrafi», ne riproduce l'impostazione, tanto da far sorgere il sospetto che sia stato ricavato da quella del 1780: «vecchi 26, uomini 238, donne d'ogni età 406, fanciulli 116, preti 5 -- totale 791» (ibidem, p 19) - gli appunti di don Antonio Roja (Biblioteca del museo carnico Gortani di Tolmezzo, Archivio Roja, b. 10.38) rinviano a Biblioteca civica V. Joppi di Udine, Wolf, Carnia, f. sec. XIII. 

  29. Si riecheggia in questo modo la denominazione del metodo proposto da Paul Vincent per la misurazione della mortalità tardiva o dei vegliardi (vedasi M. Livi Bacci, Introduzione alla demografia, cit., pp. 148-150), nel presupposto che la mobilità delle donne anziane sia stata quasi nulla. Nel nostro caso si sono conteggiati tutti i decessi, intervenuti successivamente alle varie date di riferimento, riconducibili a femmine appartenenti a generazioni che, sempre alle date di riferimento, avevano superato i sessanta anni. 

  30. Le sopravviventi al 1779 e 1790 delle coorti nate nel 1766-1779 e nel 1777-1790 corrispondono al contingente iniziale decurtato dai decessi, nominativamente individuati, nel frattempo intervenuti, mentre quelle al 1766 e 1771, a causa delle carenti registrazioni dei decessi infantili e giovanili, sono state stimate in base ad un'incidenza costante (pari al 28%) del peso della classe 0-13 (a sessi congiunti) sul complesso della popolazione. 

  31. Il risultato delle stime è evidenziato su fondo grigio. Qualche incertezza, e la necessità di ulteriori elaborazioni, è venuta dal modo, non univoco, d'interpretare la suddivisione in classi d'età delle anagrafi. Nella terminazione 19.12.1765, contenente le norme operative della prima Anagrafe, si parla «dei Ragazzi fino agli Anni 14, degli Uomini dagli Anni 14 alli 60, de' Vecchi dalli Anni 60 in su; delle Donne d'ogni età»; ma nella premessa ai risultati delle Anagrafi di tutto lo stato del 1766 ci si riferisce a famiglie «divise in quattro classi: la prima dei fanciulli sino agli anni quattordici, la seconda degli uomini dai quattordici sino agli sessanta, e la terza dei vecchi sopra li sessanta, e la quarta delle femmine d'ogni età» (le citazioni sono tratte dalle trascrizioni riportate in A. Schiaffino, Contributo allo studio delle rilevazioni della popolazione nella repubblica di Venezia: finalità, organi, tecniche, classificazioni, in Comitato Italiano per lo Studio della Demografia Storica (a cura di), Le fonti della demografia storica in Italia, Roma, Cisp, 1974, pp. 317 e 322, rispettivamente). Daniele Beltrami, forse privilegiando il primo testo citato, interpreta la suddivisione come «0-13; 14-59; 60–ω» (D. Beltrami, Storia della popolazione di Venezia dalla fine del secolo XVI alla caduta della Repubblica, Padova, CEDAM, 1954, pp. 88-89), mentre altri, tra cui Dolores Catelan, forse rifacendosi al secondo, come «Minori 14», «Tra 14 e 60», «Maggiori 60», D. Catelan, La popolazione delle Alpi orientali secondo l’Anagrafe veneta del 1766, in A. Fornasin e A. Zannini (a cura di), Uomini e comunità delle montagne, paradigmi e specificità del popolamento dello spazio montano (secoli XVI-XX), Udine, Forum, 2002, p. 105. Nell'incertezza si è privilegiato quest'ultimo comportamento in quanto più vicino al testo meno ambiguo. Le femmine con più di sessanta anni appartenenti a generazioni estinte dopo le varie date di riferimento ammontano a: - 1766: 47; - 1771: 40; - 1789: 49; - 1790: 56. Analogamente le femmine con meno di 14 anni presumibilmente ancora in vita ammontano a 103 nel 1779 e 135 nel 1790. 

  32. L'indice d'invecchiamento corrisponde al rapporto percentuale tra gli individui con 60 anni ed oltre e la popolazione complessiva. 

  33. Per brevità si riportano solo i dati a sessi congiunti. 

  34. La sottoregistrazione dei decessi infantili e giovanili ha carattere sistematico ancora nel 1765. Dopo la morte «Rdmmus Dnus Paschalis Ermacora de Ronchi monfalcon olim Parochus de Regulato» (21.5.1765), bisogna attendere il 4.9.1766 per trovare, nel registro delle sepolture (Apr, Canonicus liber Mortuorum 1702-1799, alle date indicate), l'annotazione della sepoltura d'una bambina di due anni (Marianna figlia di Giuseppe Perfler), che, però, rimane isolata fino al 28.12.1768 quando viene finalmente registrata la sepoltura di un infante (Gio Batta di Daniele di Qual da Valpicetto). Successivamente le annotazioni diventano più frequenti. La carenza è parzialmente compensata da note poste a margine nel registro dei battesimi (così per il nato 28.3.1765 il quale «volavit ad coelum 26 januarj 1766» e, successivamente per i nati in data 21.9. e 13.12.1766; 26.2., 8.4., 3.6., 11.5., 25.6. e 25.11.1767, 11.3., 12.3., 17.4., 4.5. e 10.8.1768). 

  35. «Brass ha scoperto che, tra due popolazioni qualsiasi P e S , vale, quasi perfettamente, la relazione: ovvero che le due serie dei sopravviventi, con opportune trasformazioni, possono essere rese quasi perfettamente identiche tra loro. In termini pratici, questo vuole dire che disponendo di una tavola di mortalità standard (S) e di una o più informazioni sulla mortalità di un paese qualsiasi P è possibile stimare il valore dei due parametri a e b e quindi ricostruire l'intera tavola di mortalità del paese P», M. Livi Bacci, Introduzione alla demografia, cit., pp. 387-388.. Il logit d'una variabile è definito come: logit(y) = 1/2ln[y/(1-y)]. Le tavole sono state costruite a partire dai sopravviventi al quattordicesimo e sessantunesimo compleanno. 

  36. Nei ventotto anni compresi tra il 31.12.1771 ed il 31.12.1779 la popolazione sarebbe passata da 711 a 817 abitanti, con un tasso d'incremento medio composto continuamente pari al 4,96‰ (ln(817/711)/28), ma il dato iniziale appare sottodimensionato; si è quindi deciso d'utilizzare un tasso d'incremento inferiore (3‰). Poiché i decessi avvenuti nei 25 anni considerati per la costruzione della tavola si riferiscono a generazioni formatesi in periodi precedenti, la tavola stessa andrà accolta con la dovuta cautela. Nel contesto considerato, vista la persistente sottoregistrazione dei decessi infantili, un'estensione del periodo è stata ritenuta inopportuna. 

  37. In base a questi dati, si potrebbe, postulando uno scarso peso dei quattordicenni, accedere alla rete 103 di Ledermann, con ingresso 15q0 (MF) p. 1000 (S. Ledermann, Nouvelles tables-types de mortalité, cit., pp. 63-64) che restituisce per il 1771 ed il 1779 valori di e0 molto vicini a quelli ottenuti col metodo di Brass: - 1766: 48,6 (MF), 47,3 (M), 50,1 (F); - 1771: 22,4(MF), 22,3 (M), 22,3 (F); - 1779: 29,6 (MF), 29,1 (M), 29,9 (F); - 1790: 26,4 (MF), 26,1 (M), 26,6 (F); - 1799: 32,8 (MF), 32,2 (M), 33,4 (F). 

  38. S'è tentata una verifica parziale, indiretta, su base longitudinale, di questo elemento esaminando l'andamento della mortalità infantile e giovanile. Postulando movimenti migratori senza effetti, è emerso un quadro caratterizzato, sia nei raggruppamenti generazionali triennali, centrati sugli anni di riferimento dei dati censuari, sia in quelli quinquennali, da una mortalità infantile inferiore a quella ricavata dai modelli di mortalità del momento, con il divario più sottile in corrispondenza del 1799, quando il dato sulla popolazione appare più puntuale, e più ampio nel 1771, quando i sospetti di sottodimensionamento si fanno più consistenti. Benché le tavole di mortalità trasversali restituiscano un'incidenza della mortalità infantile maggiore a quella effettiva, longitudinale, ed il confronto tra le due tipologie di dati appaia falsato, oltre che dalla diversa prospettiva, dalle carenze dei dati censuari, lo standard di Rigolato pare attagliarsi meglio al contesto. 

  39. M. Breschi, G. Gonano e C. Lorenzini, Il sistema demografico alpino. La popolazione della Carnia, 1775-1881, in M. Breschi (a cura di), Vivere in Friuli. Saggi di demografia storica (secc. XVI-XIX), Udine, Forum, 1999, p. 171. 

  40. Ci riferiamo, in particolare, a G. Ferigo, Le cifre, le anime, in «Almanacco Culturale della Carnia», I (1985), pp. 31-73 e G. Ferigo, Ancora di cifre e di anime, in M. Michelutti (a cura di), In Guart. Anime e contrade della Pieve di Gorto, Udine, Società Filologica Friulana, 1994, pp. 147-172. 

  41. Archivio parrocchiale di Forni Avoltri, Liber V, Mortuorum 1718-1793 e 1794-1804; Matrimoniorum 1718-1743 e 1743-1841. Relativamente a pre' Pietro Brunasso vedasi F. Molinaro, La cura di Sopraponti e le sue ville (Carnia), Udine, Tipografia Doretti, 1960, p. 26. 

  42. Secondo le Anagrafi venete a Forni Avoltri la popolazione sarebbe scesa dai 750 abitanti rilevati nel 1766 ai 662 nel 1790. Nel 1802 una numerazione austriaca, escludendo il probabile doppio conteggio degli abitanti di Avoltri soggetti alla giurisdizione di Tolmezzo, conta 665 abitanti. La contrazione media annua composta della popolazione nel periodo 1766-1802 ammonterebbe quindi al 3 per mille. 

  43. La scomposizione per sesso restituisce una speranza di vita alla nascita di 32,9 anni per le femmine e di 27,5 per i maschi. 

  44. G. Ferigo, Ancora di cifre e di anime, cit., p. 165.