訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

生活保護受給者のためのワーク・プログラム

レビュー・チーム：
1

2

1

3

Geir Smedslund , Kåre Birger Hagen , Asbjørn Steiro , Torill Johme , Therese Kristine
5

4

Dalsbø , Mons Georg Rud

2006年8月3日

1

2

Norwegian Knowledge Centre for Health Services
National Resource Centre for Rehabilitation in Rheumatology, Diakonhjemmet Hospital3
Hans Nielsen Hauges G 20, 0481 Oslo, Norway
4
Almeveien 36, 0855 Oslo, Norway
5
Bleikerhaugen 17 C, 1387 Asker, Norway

1

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

要約
背景：働くための生活保護プログラム（welfare-to-work programmes）は、過去数十年間、多くの先進国において、受け身の生活保護受給者を貧困と戦う手段に変えてきた。生活保護受給者を奨励金付きの仕事に就かせ、さらに（あるいは）彼らの技術や知識を高めることは、彼らが安定した仕事を得るための助けになるという考えがそこにはある。しかしこれまで、
そのようなプログラムが就労、収入、生活保護受給額に与える効果に関する研究を、世界中から探し出して系統的レビューが行われたことはなかった。

目的：仕事探しの支援、仕事探しの訓練、奨励金付きの仕事、ジョブ・クラブ、職業訓練などによって構成されるワーク・プログラムが、生活保護受給者の就労や経済的な自立に与える効果を推定すること。

検索方策：C2-SPECTR, Cochrane Library, MEDLINE, EMBASE, PsycINFO, Sociological
Abstracts, Cinahl, Caredata, Eric, BIBSYS, SIGLE, IBSS, PAIS, Social Science Citation Index、
以上の電子データベースを検索した。また、該当した一次研究の報告書および関連するレビューで参照されていた参考文献を入念に調べ、この分野の専門家と連絡を取った。さらに、関連している可能性のある多くのウェブサイトを検索した。

選択基準：働くための生活保護プログラムのランダム化比較試験、準ランダム化試験、あるいはクラスタ・ランダム化試験。

データ収集とデータ分析：データ抽出フォームに従い、２人のレビューワが、研究を一つ一つ評価した。研究の質の評価にはGRADEシステムを利用した。就労、収入、生活保護受給額、生活保護受給者の割合というアウトカムをメタ・アナリシスに用いた。

主な結果：働くための生活保護プログラムの効果をランダム化比較試験によって評価した研究は、その圧倒的多数がアメリカ合衆国で行われたものだった。本レビューは、総数412,000人の参加者からなる46件のプログラムを含んでいる。参加者たちは、介入群か統制群にランダム割り付けされており、我々は、介入の終了時点から最長6年後までのア
ウトカムの追跡結果を報告する。
全ての研究全体で、介入群の参加者の60.9%が追跡調査時点で就労していた。しかし、統制群でも57.9%は就労していた。就労についてのランダム効果リスク率（RR: risk ratio）は、
追跡1年目で1.097、95%信頼区間（CI）は1.006から1.196だった。追跡2年目のランダム効
果リスク率は1.092（95%CIは1.032から1.157）、追跡5年目のランダム効果リスク率は1.037（95%CIは1.004から1.071）だった。処遇必要数（Number Needed to Treat: NNT）は33人
2

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）と推計した（95%信頼区間は30人から37人）。これはすなわち、生活保護受給者がさらに１人就労すると予測するためには、本レビューで扱うワーク・プログラムの中の一つを、
平均33人の生活保護受給者が受けなければいけないということである。
収入に与える影響は小さかった。追跡１年目のランダム効果Hedgeのgは0.043（95%CIは0.011から0.076）だった。追跡２年目のランダム効果gは、0.044（同0.022から0.066）だった。
追跡５年目では、ランダム効果gは0.011（同-0.029から0.050）だった。
全介入群の（サンプル・サイズで重み付けした）平均収入は（2005年アメリカドル換算で）11,021ドルであり、対する統制群は8,843ドルだった。Binominal Effect Size Display (BESD)を用いると、これらの値はおおよそ、介入群のうちの51.1%に対する正の効果、統制群のうちの48.9%に対する効果に相当する。
追跡１年目での生活保護受給額に与える効果も小さかった（ランダム効果Hedgeのgは0.038、95%CIは-0.022から0.098）。追跡２年目のランダム効果gは0.053（CIは-0.005から0.111）、
追跡５年目の固定効果gは0.044（同0.028から0.060）だった。全ての研究を平均すると、ワーク・プログラムは、生活保護受給額を21,719ドルから18,777ドルに減らしていた。BESDは、生活保護受給額に関しては、介入群への参加者の51.2%の改善、統制群の48.8%の改善を示した。
最後に、追跡１年目の生活保護受給者の割合に与える効果は、ランダム効果リスク率0.967（95%CIは、0.926から1.009）であった。追跡２年目の効果も同様の規模だった（ランダム効果RRは0.946、95%CIは0.886から1.010）。最後に、追跡５年目は、固定効果リスク率が1.003（CIは0.984から1.023）だった。プログラム参加後も68%（サンプルサイズで重み付け）の
人は生活保護を受給したままであり、統制群では72%の人が生活保護を受け続けていた。処遇必要数は、生活保護受給者をさら１人減らすためには、平均して27人の生活保護受給者（95%CIは24人から30人）が、プログラムに参加しなければならないことを示している（全てのアウトカム全体としてのリスク率は0.963、95%CIは0.948から0.978）。
４つ全てのアウトカムについて、調整変数分析（moderator analysis）では十分に説明できない有意な異質性があった。
GRADEによる研究の質の評価では、４つ全てのアウトカム尺度について、エビデンスの質は非常に低いことが示された。
筆者による結論：アメリカにおける働くための生活保護プログラムは、生活保護受給者を就労させること、収入を増やすこと、生活保護受給額を減らすことに、わずかな、しかし一貫した効果を示している。ワーク・プログラムによって生活保護受給者の割合が減らせるかど
うかは、結果からははっきりとしない。また、アメリカ以外の国の働くための生活保護プロ
グラムの効果についてはほとんど分からない。

3

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

分担と謝辞

プロトコ
ルとレビ
ューの計
画と設計
Smedslund
Hagen
SteiroJohme
Dalsbø
Rud

x
x
x
x
x
x

文献探し

x

スクリー
ニングと
データ抽
出

統計分析

プロトコ
ルとレビ
ューの執
筆

x
x
x
x
x
x

x

x
x

草稿を読
み、コメン
ト

x
x
x
x
x

この分野の専門家としてご助言をいただき、草稿にコメントをいただいたEspen DahlとIvar Lødemel に御礼を申し上げる。2005年11月に最新の文献の検索を行っていただいたSari
Susanna Ormstadに御礼を申し上げる。アウトカムの格付けにご助力いただいたGunn
Elisabeth Vistに御礼を申し上げる。

4

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

目次
要約..........................................................................................................................................................................2
分担と謝辞..............................................................................................................................................................4
目次..........................................................................................................................................................................5
背景..........................................................................................................................................................................6
このレビューを実施する理由......................................................................................................................7
このレビューの目的......................................................................................................................................7
方法..........................................................................................................................................................................7
レビュー対象とした研究デザイン..............................................................................................................7
レビュー対象から除外した研究デザイン..................................................................................................8
参加者..............................................................................................................................................................8
介入..................................................................................................................................................................8
アウトカム尺度..............................................................................................................................................8
関連する研究を見つけるための検索方策..................................................................................................9
見つけ出した研究のレビュー対象としての適格性を評価する基準....................................................12
研究の質の評価............................................................................................................................................12
データの管理と抽出....................................................................................................................................14
研究のコーディング・カテゴリーの詳細................................................................................................14
個々の知見の判断基準................................................................................................................................17
統計的手法と慣例........................................................................................................................................17
公開済みプロトコルから本レビューへの変更点............................................................................................18
結果........................................................................................................................................................................18
スクリーニングの過程................................................................................................................................18
継続中の研究................................................................................................................................................19
評価待ちの研究............................................................................................................................................19
生データ........................................................................................................................................................19
レビューに含めた研究の方法論の質........................................................................................................20
評定者間の信頼性…………………....................................................................................................20
デザインの種類............................................................................................................................................21
参加者............................................................................................................................................................22
介入................................................................................................................................................................23
アウトカムの報告........................................................................................................................................23
就労、収入、生活保護の受給、生活保護の割合に与える影響............................................................24
就労への影響........................................................................................................................................24
収入への影響........................................................................................................................................25
生活保護受給額への影響....................................................................................................................26
生活保護受給者の割合への影響........................................................................................................27
就労に焦点を当てたプログラムと教育に焦点を当てたプログラムの差異効果................................27
統合的ケース・マネジメントか従来のケース・マネジメントか........................................................27
出版バイアス................................................................................................................................................28
探索的調整変数分析....................................................................................................................................28
連続量の調整変数................................................................................................................................28
質的調整変数........................................................................................................................................29
議論........................................................................................................................................................................31
レビューワの結論................................................................................................................................................32
実務のためのインプリケーション....................................................................................................................33
研究のためのインプリケーション....................................................................................................................33
レビューの更新計画............................................................................................................................................33
潜在する利害対立................................................................................................................................................33
図表........................................................................................................................................................................45
付録A: 検索方策の詳細......................................................................................................................................95
付録B：包含フォームとデータ抽出フォーム...................................................................................................985

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

背景
問題：長期間にわたって生活保護が支給されることは、社会にとって大きなコストのもとである上、生活保護受給者は、経済的問題、精神的問題、社会的問題をかかえている人が相対的に多い。2002年のデータによると、イングランドでは、世帯収入の21パーセントが、社会的給付金である（Office for National Statistics 2005）。1998年に、公的扶助を受けていた世帯の割合は、約20%だったスペインやアメリカから57%のベルギーまで様々であった。したがって、生活保護の受給は、政策立案者や政治家にとって、大きな関心となっているテーマ
である（Martin 1998）。ほとんどの先進国には何らかの失業手当給付金があるが、以前に何らかの仕事をしていた人にしか支給されず、支給されても給付の期限が設けられているのが普通である。また、ほとんどの先進国には、失業手当の受給資格のない失業者に対しても、何らかの生活保護給付金や公的扶助がある。
介入を行う理由：長期にわたる生活保護の受給を少なくするため、先進国の政策立案者と意思決定者の間には、「人は、働く力があるのなら、原則として、受動的に手当てを受けるべきではない」というコンセンサスができてきている。働くことに関する何らかの働きかけを行うことで、生活保護受給者が正規雇用市場に加わるために必要な技術を身に付ける助けになると考えられている。したがって、多くの国では、（一部の）生活保護受給者に対し、働くことに関する何らかのプログラムに参加することを求めている。これらのプログラムには、「働くための生活保護」（welfare to work）あるいは「ワークフェア」（workfare）という名前が付けられていることが多い。プログラムの別の狙いとしては、生活の質、自信、技術、はたらく意欲を向上するといったものもある。したがって、ある人にとっての目標は仕事を得ることであり、また別の人にとっての目標は社会統合や生活の質など、仕事ほど重大でないことだったりする。
Levitas (1998)は、労働市場の外側にいる人々に関する複数の言説（discourse）を区別している。モラル・アンダークラス言説（moral underclass discourse）には、生活保護受給者を怠け者と見るという意味が含まれている。この言説に立つと、生活保護の給付金が多すぎれ
ば、仕事を探す意欲が低下することになる。また、この言説は、生活保護行政は厳しい勤労条件を課さなければならないという、パターナリスティック言説（paternalistic discourse）と強く結びついている（Dahl 2003）。パターナリスティック言説は、生活保護を受給することも非難する。ただ一方で、生活保護の受給の要因が、仕事不足のような構造的要因である場合もある。国には仕事を提供する責任があり、クライアントには就ける仕事に就くことが期待されとすれば、個人と国の関係は、一つの相互依存的関係である。Levitasは、この考え
方を社会統合論者の言説（social integrationist discourse）と名づけている。
異なる国で実施されている介入の効果を比較することは難しい。一般的に、効果は介入の性質によって異なるだけでなく、参加者の性質、その地域の労働市場の状況、別の福祉制度がどのように形成され、組織化されているかによっても異なるからである。

プログラムの諸側面：各プログラムは、いくつかの次元で違いがある。すなわち、参加者たちが、直接仕事に就かせられるか、その前に何らかの訓練期間を設けられるか。プログラムの主たる目的が、就職競争が必要な仕事を得ることにあるか、生活の質や社会統合を高める
ことにあるか。プログラムが、強制的なプログラムか任意のプログラムかといったことである。働くための生活保護プログラムに自発的に参加する人は、命じられて参加する人よりも、平均すると意欲が高いだろうから、任意のプログラムの方がその効果も大きいだろう。
6

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

このレビューを実施する理由
世界で行われている生活保護受給者に対するワーク・プログラムの効果に関する系統的レ
ビューを我々は一つも知らない。ただ、比較試験の要約はいくつか行われている（そのほとんどはアメリカのものである：Fischer 1995; Michalopoulos, Schwartz, & Adams-Ciardullo
2000; Cebulla et al. 2005; Grogger, et. al. 2002; Bloom, Hill, & Riccio 2003）。ヨーロッパでは、
最近、６カ国（デンマーク、フランス、ドイツ、オランダ、ノルウェー、イングランド）協
同で要約（Cornwell et al. 2002）が行われた。ただし、各国で社会事業の組織化のしかたが異なっていたこと、また、方法論が若干異なっていたため、諸研究結果を直接比較することはできなかった。
生活保護を受けている人たちは、国によって異なっている。アメリカで生活保護を受けているのは、子供のいる貧しい家庭がほとんどである。1996年、国の主用な生活保護プログラ
ムが、Aid to Families with Dependent Children (AFDC：児童扶養世帯補助)からTemporary
Assistance for Needy Families (TANF：貧困家庭への一時的扶助)プログラムに変更された。
TANF受給者のほとんどはシングルマザーだが、一部、両親はいるものの二人とも働いていないという家庭もある。Food Stamp Programもアメリカの貧困者のための重要なトランスファー・プログラムである。他にもEITC （Earned Income Tax Credit：勤労所得税額控除）
やMedicaid（定額所得者のための医療扶助制度）がある。
失業手当と生活保護手当てをはっきりと区別していない国もあるが、その一方で、過去に働いていて失業手当を受け取る資格のある人と、そうでない人を区別している国もある（例
えばノルウェーやデンマーク）。これらの国では、生活保護以外の収入源がなくなった場合に生活保護手当を受ける権利が全ての国民にある。

このレビューの目的zzz

ワーク・プログラムが生活保護受給者の就労状況、収入、生活保護の受給に与える効果を推定すること。
異質性の原因を探ること。本レビューでは、全体的に見てより効果的と思われる手法
あるいは効果が低いように思われる手法の識別を試み、また、他のサブグループよりも効果が出やすいサブグループ、あるいは効果の出にくいサブグループの識別を、適切なデータが利用できる範囲内で試みる。
ワーク・プログラムの何らかの逆効果を見つけること（例えば解雇、あるいは収入や就労状況についての負の効果）

方法
レビュー対象とした研究デザイン
ランダム化比較試験が、因果推論の確立を目的とする研究にとって最も厳密なデザインであるため、レビュー対象はランダム化比較試験だけに制限して選ぶ。

レビューへの包含基準と除外基準：
包含基準：
z ランダム化比較試験（RCT）
z クラスタ・ランダム化試験7

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）z

準ランダム化試験（割付が本当の意味でランダムではない。例えばケースの記録番号、交互順、参加日、誕生日を使った割付）

レビュー対象から除外した研究デザイン
以下のデザインを用いた研究を集め、リストを作成し、内容を記述した。
z 非ランダム化一斉比較研究（調査者が２群を定め、従属変数は介入前後に両群で測定される）
z コホート研究（調査者が２群を定め、従属変数は介入前後に両群で測定される）出版された国に関して制約は設けなかった。言語に関する制約も設けなかった。

参加者
生活保護受給者。生活保護受給者には、すでに生活保護を受けている人と生活保護を申請した人の両方。食糧配給券（food stamp）を受けている人も含めた。失業手当の受給資格のある人と何らかの年金を受けている人は除外した。

介入
生活保護受給者の自立支援を目的とする介入で、いくつかの要素からなる「パッケージ」となっているのが普通である。したがって、プログラム中のある一つの要素の効果を別の要素の効果と切り離して測定することは、普通は不可能である。我々は、有期の体験労働、仕事探しの支援、補習教育、ジョブ・クラブ、奨励金、金銭的支援への期限設置、職業訓練、
これらの中の１つ以上を提供している介入をレビュー対象に含めた。また、強制的介入も任意の介入も、両方とも対象とした。任意のプログラムでは、対象者が志願した後にランダム割付が行われ、一方の強制的プログラムでは、そもそも志願するということがないため、特定の基準に合う対象者が、単純にランダム割付される。
「期限付きの体験労働」という用語には、説明を要する。体験労働は定職ではなく、労働期間が明確に定められなければならない。その期間は研究ごとに記録された。

統制／比較条件
主な統制、すなわち比較条件は、普通の（受身的な）社会経済的支援あるいは生活保護受給者が利用できる通常のサービスである。

アウトカム尺度
全てのアウトカムで、異なる群間の比較を行った。比較したのは、介入後の尺度である。
アウトカム・データとして認められるデータの出所は、国や郡の行政記録、プログラム職
員や雇用者による記録、それに自己申告である。データの出所の種類は、各研究ごとに記録した。

8

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

第一アウトカム：（１）就労状況a)競争が必要な仕事（つまり、平均的な賃金が支給され、誰でも応募できる仕事）を得た参加者の割合b) ある所定の期間のうち就労していた期間c) 仕事を得るまでに要した時間d) ある所定の期間（上と同じ）のうち生活保護を受けていた期間e) 生活保護受給者の割合（２）収入a) 異なる時点の収入の平均あるいは中央値b) 個人収入の合計（例えば、賃金 + 社会保険 + 社会扶助 + 生活保護）c) 世帯収入の合計（３）生活保護受給額

第二アウトカム：（１）技術と満足a) 生活の質b) 社会的技能c) 自信d) 社会的活動、社会参加、社会統合（２）逆効果a) 犯罪b) 薬物やアルコールの使用c) 解雇（プログラム参加者が仕事を得るとき、プログラム不参加者は仕事を得る機会が少なくなる）d) 合計収入の減少
e) その他

追跡期間
追跡期間は研究によって異なることが予想されるため、研究ごとに正確な追跡期間を記録した。データ収集が終了した後、利用可能なデータに基づいて追跡期間を分析した。追跡期
間は、「１年」「２年」「５年」「１〜３年」などに分類した。

関連する研究を見つけるための検索方策
電子データベースの検索方策

以下のデータベースを検索した。
9

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

・ C2-SPECTR (11 December 2003)
・ Cochrane Library (DARE, CCTR, HTAデータベースを含む (2003 Issue 2)・ MEDLINE (1966 ~ November week 3 2005)
・ EMBASE (1980 ~ 2005 week 47)
・ PsycINFO (1872 ~ November week 2 2005)
・ Sociological Abstracts (1963 ~ November 2003)
・ Cinahl (1982 ~ November week 3 2005)
・ Caredata (15 September 2003)
・ Eric (1966 ~ November 2003)
・ SIGLE (灰色文献, 12 March 2003)
・ IBSS (10 March 2004)
・ PAIS (23 March 2004)
・ Dissertation Abstracts International (20031)
・ BIBSYS・ Social Science Citation Index (2003)2006年1月18日にAfrican Trials Registry (http://www.mrc.ac.za/ATR/)の1995年から2002年
分までを検索した。
タイトルとキーワードの検索語は、「work」（労働、ワーク）、「employment」（就労）、「unemployment」（失業）、「welfare」（生活保護）、「social assistance」（社会扶助）である。
全てのデータベースで、同じ語句を用いたが、各データベースに固有の語句も用いた。
検索方策の詳細は、付録Aを見よ。

その他の情報源
さらに、対象に含めた一次研究報告書の参考文献を詳細に調べた。また、検索方策によって見つかったレビューの中の参考文献リストも詳細に調べた。レビュー対象に含めた研究の著者と、この分野のその他の有力な専門家と接触をもった。Espen Dahl、Ivar Lødemel、Mathematica Policy Research、Abt AssociatesとはEメールで連絡をとった。特にMDRCの
Gayle Hamiltonからは、2005年3月の草稿版に対してコメントを頂いた。Cochrane
Collaborationの、オーストラリア、ブラジル、中国、オランダ、ドイツ、イタリア、ロシア（スカンジナビア支部以下）、南アフリカ、バーレーンの各センターには、2006年1月12日に比較試験の情報を求めるEメールを送った。The Digest of Social Experiments（Greenberg &Shroder 2004）という本も調べた。この本は、2003年4月までに終了している240件の社会実
験と、その時点ではまだ継続中の21件の社会実験を記録したものである。もう一つ研究デー
タの情報源としたのは、Andreas Cebulla、Stacey Bouchet、David Greenbergが構築、管理している、アメリカの働くための生活保護プログラムに関するデータベースである（Cebulla
et. al. 2005）。このデータベースは、一般にも公開されており、AFDC/TANFの受給者を特にターゲットとした、アメリカの働くための生活保護プログラムの2003年までの全ての既知

1

残念ながら、この Dissertation Abstracts International と、BIBSYS、Social Science Citation Index のデー
タベースを調べた正確な日付は失念した。
10

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）のランダム割付評価研究を含むと言われている。

以下のウェブサイトを調べた。
Abt Associates (USA) (2005年11月29日に検索)(http://www.abtassociates.com)
Department for Work and Pensions Social Research Branch (UK) (2005年11月29日に検索)(http://www.dwp.gov.uk/asd/asd5/)
Joseph Rowntree Foundation (UK) (2005年11月29日に検索)(http://www.jrf.org.uk/knowledge/findings/)
MDRC (USA) (2006年4月5日に検索)(http://www.mdrc.org)
Mathematica Policy Research (USA) (2005年11月30日に検索)(http://www.mathematica-mpr.com/)National Centre for Social Research (UK) (2005年11月30日に検索)(http://www.natcen.ac.uk/natcen/pages/op_employment.htm)
RAND Corporation, Social Welfare (USA) (2005年11月30日に検索)(http://www.rand.org/research_areas/population/)
Regard (UK) (2005年11月30日に検索)(http://www.regard.ac.uk/ESRCInfoCentre/index.aspx)
Research Forum at the National Center for Children in Poverty (NCCP) (2006年3月28日に検索)
http://www.researchforum.org/
Social Work Research Centre (UK) (2005年11月30日に検索)(http://www.dass.stir.ac.uk/sections/sw-research/index.php)
The United States General Accounting Office (USA) (2005年11月30日に検索)(http://www.gao.gov/)
Urban Institute (USA) (2005年11月30日に検索)(http://www.urban.org/)
U.S. Department for Health & Human Services. Administration for Children and Families(http://www.acf.hhs.gov/acf_policy_planning.html#research) (2006年3月21日に検索)11

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

見つけ出した研究のレビュー対象としての適格性を評価する基準
適格性を評価するため、見つけ出した調査報告書のアブストラクトとタイトルを、レビューワ２人が別々に、上述の包含基準に従って詳細に調べた。レビューワのうち片方だけが適格であると考えた報告書は、さらに細かく調べるために全て全文コピーを入手した。必要であれば第三レビューワと議論、協議を行うことにより合意に達した。最初は包含基準に合うように思われたものの、報告書全文を調べると基準に合致していなかった研究は、除外した研究をまとめた表で全て詳述した。

研究の質の評価
介入の効果の有無の原因になっていそうな研究の構成要素を評価した。レビューワ２人がそれぞれ独自に、レビュー対象に選ばれた研究を以下に記す質のカテゴリー（quality
categories）に分類した。不確実な点や一致をみなかった点は第三レビューワと議論することによって解決した。
割付順序の生成
適格：生成された順序が予測不可能。（コンピュータ生成の乱数、乱数表、くじや封筒の抽選、コイントス、カードのシャッフル、サイコロ振りのいずれかを利用したことが明示されている。）
不明確：ランダムに割り付けたことをあいまいな形で言及してはいるが、割付順序の生成については記述していない、あるいは、一部ではランダム割付を利用したが全対象者ではなかったことを示す言及がある。
不適格：順序の生成が不適切であることが分かる明確な記述がある（例えば、ケースの記録
番号、交互順、参加日、誕生日の使用）。

割付順序の隠匿
適格：参加者と調査者がいずれも割付を予見できない。（例えば、試験の実施場所から離れた場所で行われる中心地無作為化（central randomization）や、番号を順番に付与し、シールで封をした不透明な包みの使用）
不明確：ランダム化を行ったことにあいまいな形で言及してはいるが、割付順序の隠匿については記述していない。
不適格：割付の隠匿を行っていないことがはっきりと言及されている、あるいは、参加者か調査者が、次の割付を予見できることを示す言及がある（例えば、割付スケジュールが公開されている、シールで封をされていない透明な包みを使っている）

群間の予後因子にもともとあった差の統制
適切にランダム化を行った研究では、群間にもともとある差の全ては、偶然によって生じたものである。しかし、特に研究の規模が大きくない場合には、その最初からある差が重要
で、アウトカムに影響を与える可能性がある（サンプル数が多くなるほど、ランダム化した群間に重要な差がある可能性は小さくなる）。これは、既知であろうと未知であろうと全ての予後因子に当てはまる。しかし、適切なランダム化が行われていない研究デザインの場合
12

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

や、ランダム化が適切でもサンプルの脱落の仕方が群によって異なる場合には、群間に重要な差があるだろう。それらの差は、系統的な差である可能性があり、その系統的な差は、測定されなかった変数にも、測定された変数にも表れうる。通常、測定された変数に系統的な差がある場合には群間の差を統制できるが、測定していない変数に系統的な差がある場合には統制できない。群間の類似性を高めるために、介入を行う前にマッチングを用いたり、最初からある差を統制するために介入後に回帰分析を用いることもできるが、これらの方法はすべて、結果に偏りを生じさせかねない（Deeks et al. 2003）。
割付順序の生成と隠匿の基準について適格である研究は、適格（MET）とコード化する。
適格：１つ以上の予後因子を統制している。測定した変数について群間で不釣り合い（群間の統計的に有意な差）が無いために予後因子を統制していないときも適格とする。
不明確：十分な情報が得られない。
不適格：群間で予後因子に不釣合いがあり、この不釣合いを統制できていない。

パフォーマンス・バイアスの予防
適格：他の介入を回避しているか、比較する群すべてに対して同じように使用している。
不明確：他の介入を使用していることが報告されておらず、調査者との接触によっても裏付けられない。
不適格：他の介入を、群によって違う方法で使用している。つまり、調査対象の介入以外にも、比較する群の参加者に提供される処遇に違いがある。
検出バイアスの予防
適格：アウトカム尺度を収集する際、評価担当者（assessor）が処遇の割付に気付いていな
い。アウトカムが質問紙データや行政記録データである場合も適格とした。
不明確：評価担当者に対するブラインディング（目隠し）を行ったことが報告されておらず、調査者との接触によっても裏付けできない。
不適格：アウトカム尺度を収集する際、評価担当者が処遇の割付に気付いている。

脱落バイアスの予防
適格：追跡による脱落が20パーセント以下で、脱落者の数が比較する群間で等しい（追跡による脱落者総数の比率が、脱落が最も多く生じた群で20パーセント以下）。
不明確：追跡による脱落が報告されていない。
不適格：追跡による脱落が20パーセントより多いか、脱落者の数が比較する群間で等しくない。

13

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

治療の意図に基づく分析
適格：治療の意図に基づく分析（intention-to-treat analysis）が行われた、あるいは提示されたデータから分析可能である。
不明確：治療の意図が報告されておらず、調査者との連絡によっても裏付けられない。
不適格：治療の意図に基づく分析が行われておらず、レビューワが独自に計算することも不可能。

本レビューはGRADE（GRADE Working Group, 2004）を使って格付けを行った。GRADEとは、Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation（推奨度の検討・開発・評価の格付け）の略称である。各アウトカムごとにエビデンスの格付けが行われる。効果研究のエビデンスは、その研究デザイン（design）がランダム化比較試験でなければ格下げされる。欠点（limitation）となるのは、割付の隠匿がされていないこと、ブラインディングがされていないこと、サンプルの脱落が多いことである。一貫性（consistency）
は、研究間の効果推定値の類似性のことを指す。最後に、直接性（directness）は、対象者、介入、アウトカム尺度が、レビューの関心対象にどの程度類似しているかを指す。エビデン
スのトータルでの質は、高（high）、中（moderate）、低（low）、超低（very low）で分類される。エビデンスが格下げされる理由は、全てGRADEの中ではっきりと指摘される。

データの管理と抽出
特別に設計し、予備検査を行ったデータ抽出フォームを使い、２人のレビューワが別々に、研究報告書全文から研究の特徴に関する情報を抽出した（付録B）。報告書にアウトカムに関する情報が欠落している場合には、研究著者かインターネットから、分析に必要なデータの入手を試みた。例えば、失業率データが含まれていなければ、アメリカ労働省のウェブサ
イト（http://data.bls.gov/PDQ/outside.jsp?survey=la）へ行き、データを入手した。評定担
当のレビューワ間の一致（すなわちコーディングの信頼性）を評価し、一致率として報告した。不一致があれば、ミーティングを行い、その項目について議論することで解決した。データは、Comprehensive Meta-Analysis（Borenstein et al. 2004）のバージョン２に投入した。

研究のコーディング・カテゴリーの詳細研究の特徴：研究が実施された国、出版年、出版形態、試験の質（上記参照）、当該地域の就労率
デザイン：ランダム化比較試験、クラスタ・ランダム化比較試験、準ランダム化比較試験
参加者：年齢、エスニシティ、性別、教育水準、子供の数、最も幼い子供の年齢、前歴、生活保護受給歴
介入：就労に焦点を当てたか教育に焦点を当てたか、仕事探しが第一優先か優先する活動は様々か、強制的か任意か、介入期間、仕事の程度（例えば、一週間あたりの労働時間）、資金提供団体、介入の実施団体

14

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

データ統合
連続量の尺度（例えば収入）は、標準化平均偏差（Hedgeのg）を計算した。全ての効果
推定値について、95%信頼区間を報告した。また、介入後の収入と生活保護の受給額は、
下記ウェブサイトを使って2005年アメリカドルを基準にした額に換算して報告した（http://oregonstate.edu/Dept/pol_sci/fac/sahr/sahr.htm#_Conversion_factor_tables_are_a
vaila）。別の通貨を扱っている研究については、まずアメリカドルに換算し、次いで2005年を基準とした金額に換算した。

離散尺度のアウトカム
二値のアウトカム尺度（例えば、就労／失業）は、リスク率（相対リスク）で表した。
前向き研究（prospective study）において、オッズ比は正確なアウトカム尺度ではないか
らである2。知見のまとめとして、処遇必要数（NTTと95%信頼区間）も報告した。
要約統計量を計算するときには、一次研究を分散の逆数で重み付けした。
異質性を特定する
統計的異質性を特定するため、Cochrane Handbook for Systematic Reviews ofInterventions (Higgins 2005) に書かれているアドバイスを参考にした。各研究結果の信頼区間（通常、横線を使って図示する）の重複がわずかしかなければ、それは普通、統計的な異質性があることを意味する。さらに具体的に言うと、まず我々は異質性のカイ二乗検定を行った。検定が統計的に有意（p < 0.10）であれば、I二乗検定の結果を調べた。I二乗
検定の結果が25%より大きければ、研究結果間に異質性があると結論づけた。
異質性への対処
異質性が大きいと判断した時には、メタ回帰（metaregression）を使って、可能性のある原因を調べ、質的調整変数を使って分析を層別に分けた。
以下の介入に関する調整変数と文脈に関する調整変数を使ってメタ回帰分析を行った。
・ 介入期間・ 制裁措置を受けた人の割合
・ 評価を行った年の当該地域の失業率（報告書の中に見つからなければ、アメリカ
労働省、労働統計局のウェブサイトhttp://data.bls.gov/PDQ/outside.jsp?survey=laのデータを使った）・ データ収集を始めた年

2

Altman, Deeks, and Sackett (1998)によると、「オッズ比は、事象が通常少なく、相対リスクを直接正しく推定できないケース・コントロール研究において有用である。前向き研究では、事象が多く生じる時に、オッズ比を相対リスクの近似値として解釈するのは信頼できない。そのため、前向き研究、特にランダム化試験や系
統的レビューにオッズ比を使うことは非難される。この歪みは、事象の発生率が１つの群でだけ高い場合に特に大きくなる。したがって、オッズ比は、事象が両群ともにあまり発生しない場合（およそ、20パーセントか
ら30パーセント以下）でない限り、相対リスクの近似値として解釈すべきではない。それでもオッズ比は、研究者が他の変数を補正する必要があるときには役に立ち、そのためにはロジスティック回帰が有用な方法である。オッズ比と相対リスクの関係性に精通していない読者に研究結果を伝えることが目的である時には、このような分析が妥当だが、相対リスクとオッズ比が大きく異なっている時には、相対リスクを報告することに意味はない。」
15

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

研究参加者の特徴が研究結果に与える影響は、各研究のサブグループ分析の結果を調べる（例えば白人だけの分析結果を統合する）ことで最も上手く測定できるが、サブグループ分
析の結果は、一部の報告書でしか報告されていなかったため、この方法は実行できなかった。
代わりに、一次研究から得た下記の集合データ（aggregate data）を、予測変数としてメタ回帰分析に投入した。
・ 平均年齢・ 男性の割合・ 白人の割合・ 黒人の割合・ ヒスパニックの割合
・ その他のエスニシティの割合
・ GED（General Educational Diploma＝一般教育資格）ないし高校卒業証書の保有者の割合
一回あたり一つの調整変数を投入したため、他の調整変数を統制した上で別の調整変数の効果を測定することはできなかった（つまり、この分析は多変量回帰分析ではない）。連続量の調整変数間のゼロ次相関を報告する。
以下の、介入に関する要因と、条件に関連する要因について一つ一つ分析を行った。
・ 労働力拘束（就労に焦点を当てた）戦略か、人的資本開発（教育に焦点を当てた）
戦略か・ 仕事探しが第一優先か、優先する活動は様々か
・ 強制的プログラムか任意のプログラムか・ 期限付きか無期限か・ 仕事探し／ジョブ・クラブの有無
・ 教育的介入の有無
・ 育児支援の有無
・ 体験労働の有無
・ 技術訓練の有無
・ その時のアメリカ大統領
・ 介入が1988年のFamily Support Act（家族支援法）以前（第一期）に行われたか、
1988年から1995年（第二期）に行われたか、あるいは1996年以後（第三期）に行
われたか3。
・ プログラム評価者
・ 介入要素の数（期限設置、奨励金、仕事探し、教育、育児、体験労働、技術訓練）
以下のデザインの質に関する要因について、異なる水準で個別に分析した。
・ ランダム化順序の適切な生成・ ランダム化順序の適切な隠匿
3

Personal Responsibility and Work Opportunity Reconciliation Act (PRWORA＝個人責任と就労機会調整法)
は、以前の AFDC 体制から新しい TANF への移行の端緒を開いた。AFDC は、Aid to Families with DependentChildren（要扶養児童家庭扶助）の略称で、1937 年から 1995 年の間運用された。TANF は、Temporary Assistancefor Needy Families（貧困家庭向け一時援助金）の略称である。TANF でカギとなる点は、一人の成人が連邦
政府補助金による扶助金を受け取れる期間を生涯で 5 年間（60 ヶ月）に制限したことである。これにより、州が満たさなければならない労働参加率の要件が上がり、州のプログラム・デザインの柔軟性が高まった。
16

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

・ パフォーマンス・バイアスの予防
・ 検出バイアスの予防
・ 脱落バイアスのリスク
・ 治療の意図に基づく分析
出版バイアス出版バイアスを調べるため、各主要アウトカムについてファンネル・プロットを報告する。
このファンネル・プロットは、実際に観測した研究と、左右対称プロット（出版バイアスが無い場合のプロットの見え方）を作るため補完する架空の研究の両方を一緒に示すプロット
である。
感度分析
標準誤差の計算方法が異なっていても、プールした効果サイズが有意水準に鑑みて頑健であるかどうかを評価するために感度分析を使用した。有意でない結果はp = 0.1を使った分析だけではなく、p = 0.55とp = 0.99を使った分析も報告する。
感度分析は、連続量の調整変数の影響を探るためにも使用した。主な分析では、欠損デー
タを含む研究をメタ回帰分析から除外した。一方では欠損値を持つ研究に変数の平均を付与した。これら欠損値の二通りの処理方法について、有意な傾き（significant slopes）がどう変わるかを比較した。
固定効果モデルとランダム効果モデル（上で定義したように）異質性が小さいときには固定効果モデルを用いた。異質性が大きく、介入要因・条件要因やメタ回帰分析で異質性を説明できないときにはランダム効果モデルを用いた。

個々の知見の判断基準一次研究では多くの場合、同じ参加者について複数の異なるアウトカム・データが測定されている（例えば就労状況と収入）。一つのアウトカムが複数の時点で測定されていることもある。これらのデータは、同じ参加者のサンプルから測定したものであり、それゆえ処遇効果から独立した推定値ではないため、どの分析でもランダム割付後の特定の期間に得られるアウトカムを一つ含むようにしてデータ分析を行った。二つの介入群が同じ統制群を共有しているときには、一つの分析に介入群を両方とも含めることは避けた。具体的には、就労、収入、生活保護受給額、生活保護受給者の割合について４つ別々のデータ・ファイルを利用した。各データ・ファイルの中で、追跡時点によってアウトカムを分類した。同じ統制群を共有している複数の介入群は、同時に分析しなかった。唯一の例外は、アトランタ、コロン
バス、グランドラピッズ、リバーサイドにおける直接比較であり、この比較では、同じ統制群を共有する二つの介入群を比較した（メタ・アナリシスではない）。探索的分析（メタ回
帰分析とメタ・アナリシス的ANOVA）を行うため、同じアウトカムを異なる追跡時点で測定している研究には平均効果度（Comprehensive Meta-Analysisで使える一つのオプション）を用いた。

統計的手法と慣例
Comprehensive Meta-Analysisというソフトウェアのバージョン２（Borenstein, et. al.,2004）を使って結果を分析した。欠損データが20パーセント以下であれば、予後変数を使17

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）用した。効果を表す図（フォレスト・プロット）は、Comprehensive Meta-Analysisを使って出力した。

公開済みプロトコルから本レビューへの変更点
主な変更点は、この分野で「働くための生活保護」プログラムと認められている全てのプログラムにまで包含基準を拡張したことである。以前は、期限付きの体験労働を提供しないプログラムを扱った研究を除外していた。しかし、外部レビューワから、1960年代および1970年代の働くための生活保護プログラムでは、体験労働が唯一主要なものだったことが主張された。体験労働の要素は次第に重要ではなくなってきているが、政策的目的にとって、包含基準を拡張することは有意義である。
加えて、GRADE（GRADE Working Group, 2004）を使ったエビデンスの質の評価も行った。つまり、４つのアウトカムそれぞれについて、追跡２年目でのエビデンスの格付け
を行った。

結果
スクリーニングの過程
図１は、研究がレビューに含まれるまでの過程を示したフロー・チャートである。報告書全文を読んで191件の抜粋文を除外した後には、113件の抜粋文が残った。ランダム化比較試験ではない、あるいは体験労働を扱っていなかったという理由で、その他に45件の抜粋文（主にヨーロッパのもの）も除外した。拡張した包含基準を採用した後で、新たに34件の抜粋文を含めたため、結局全部で102件の抜粋文をレビューに含めることになった。
抜粋文には、報告書、雑誌掲載論文、本、本の一部の章などがある。1つのプログラムが、複数の抜粋文で報告されることもあり、かつ（もしくは）複数のプログラムが１件の抜粋文の中で報告されることもある。また、プログラムが複数の場所で実施された可能性もある。
表１は、102件の抜粋文で記述されていた、46件のプログラムを示している。プログラムに複数の異なる名前が付いていることが多いため、プログラムの数を確定するのは難しかった。
例えば、「Welfare Reform Indiana」というプログラムには、「Indiana Manpower Placement
and Comprehensive Training (IMPACT)」という名前もつけられている。「EWEP(Experimental Work Experience Program)」というプログラムには、「San Diego Job Searchand Work Experience Demonstration」という名前もつけられている。また、「EMPOWER」というプログラムは、「Arizona Works」という名前でも通っている。さらに厄介な問題だ
ったのは、いくつかの州で同一のプログラムが実施されていたとしても、プログラムの運営担当者が、プログラムの要素を勝手に加えたり外したりしていたり、監督と制裁措置の程度
がばらばらだったことである。
異なる介入条件を有するマルチサイト・プログラム：プログラムの多くは、複数の場所で実施されていた。最も多くの場所で行われていたのは、Food Stamp Education and Training
Programだった（53ヶ所）。一つのプログラムについて、場所ごとの結果が報告されている
18

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

こともあるが、全ての場所での結果が合算されていることもあった。２つ以上の介入条件が報告されていた研究もあった（アトランタ、コロンバス、グランドラピッズ、リバーサイド）。
例えばアトランタでは、一群が労働力拘束戦略（labor force attachment strategy）にランダ
ム割付され、もう一群は人的資本開発戦略（human capital development strategy）を受けていた。
介入条件：表１は、46件のプログラムを記述しているが、58行ある。これは、GAINの評
価研究には６つの条件があり、NEWWSの評価研究には８つの条件があるためである。
異なるエンドポイント：58個の条件の中には、追跡時点が２点以上のものもあった。そのため、例えば就労については73個の異なるエンドポイントがある。

除外した研究表２（除外した研究のリスト）は、ランダム化比較試験ではない（例えばコホート研究
や非ランダム化研究）16件の研究が記されていた24件の抜粋文で構成されている。これらの研究の大半はアメリカで行われたものだったが、ノルウェー、ベルギー、カナダ、イングランドで行われたものもあった。

継続中の研究我々の包含基準に合致していると思われる２件の継続中の研究を見つけた。
一つ目は、オランダ人による研究で（Blonk & Brenninkmeijer 2004）、オランダのJOBSプログラムの効果を調べていた。
もう一方は、ERAプログラム（The Employment Retention and Advancement Program;Anderson & Martinson 2003, 2005）である。アメリカの複数の場所で実施されている（ロサンゼルス郡、リバーサイド郡（２）、デュバル郡、レオン郡、クック郡、セントクレア郡、
メドフォード、ユージーン、ヘネピン郡、ニューヨーク市（２）、ポートランド）。このプ
ログラムは、イングランドでも評価研究が行われている（Walker, et. al., 2006）。約15ヶ月にわたるプログラムに、Jobcentre Plusが16,000人以上をランダムに割付けており、このERA評価研究は、社会政策の効果を評価するイングランド史上最大のランダム割付試験になっている。

評価待ちの研究
Nordic Cochrane Centreロシア支部の所長であるVasiliv V. Vlassovによると（私的なやりとり、2006年1月24日）、試験について記載されているらしい、インターネットで無料アクセス可能なロシアのデータベースがたくさんある。（データベースのリストはhttp://www.inion.ru/product/db_2.htmにある。）ただし、ロシア語が壁となっていて、我々はまだそのデータベースにアクセスできていない。

生データ
マイクロソフトExcelで作り、「employment.xls」「earnings.xls」「welfare payment.xls」「welfare proportion.xls」という名前を付けた４つのファイルに注目したい。これらのファ
イルには、本レビューのために集めた全ての生データが収録されている。これらのファイル
19訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）を添付したのには２つの理由があるが、いずれもレビューの透明性と関連することである。
第一に、レビューに関心を持った研究者は、生データを自分の好みの統計分析ソフトに移し、レビューの結果を点検することができる。あるいは多変量メタ回帰分析のような別の分析をするかもしれない。第二に、レビューに含めた一次研究に直接携わった知識を有する人なら
データ・ファイルにあるかもしれない誤りを指摘したり、欠損値を加えるかもしれない。付録B（データ抽出フォーム）では、添付したエクセル・ファイル内の変数を説明している。

レビューに含めた研究の記述
主たる知見は、アメリカで行われたランダム化比較試験は数多くあったが、北アメリカ
以外の国で行われたランダム化比較試験はほとんどなかったということである（カナダのプログラムは２件ある。表１を見よ）。

データ収集を開始した年：図２は、この種のプログラムが始まったのは1960年代後半であることを示している。研究の数は、1970年代には少なかった。1980年前後に急激に増加し1980年代後半にはさらに増加した。1990年から1994年の間にピークに達した後、1990年代後半にはいくぶん減少した。数字は、結果報告があった介入の実施場所の数（n=59）を示している。
政治的文脈と評価：1988年、アメリカ議会は、州の資源に合わせた場合に限り、働くための生活保護プログラムに対し新たに連邦予算を１年で１兆ドル州に投入するという、Family
Support Actを成立させた。本稿で報告する研究の大半は、MDRC（以前はManpower
Demonstration Research Corporation（労働力実証調査団体）として知られる）が実施したものである。それらの研究においては、異なる場所でも異なるプログラムでも多くの背景変数は同じ方法で記録されていた。他には、Mathematica Policy ResearchやAbt Associatesによる評価研究がいくつかあった。最後に、数件のプログラムは、大学や連邦政府機関によって評価がなされていた。
プログラムの目標と構成要素：社会的排除を防ぐこと、生活の質を高めるといった目標は、レビューに含めた報告書では強調されていなかった。薬物からの更生を目的とした研究も無かった。また、ほとんど全てのプログラムは、複数の構成要素から成っていた。例えば、仕事探しの支援、ジョブ・クラブ、教育授業、ケース・マネジメント、生活保護受給の期間制
限、奨励金、育児サービス、移動サービスがあった。
データ元：ほとんどの研究には、州や郡の行政記録（登録データ）から入手できる収入や就労に関するデータが含まれていた。
出版形態：レビューに含めた102件の抜粋文のうち11件だけが雑誌論文だった。残りは報告書、本、本の一部の章だった。

レビューに含めた研究の方法論の質
評定者間の信頼性
６人の評定者が独立して作業を行い、その結果をペアにして比較した。本稿で報告している結果は、最初の12件のプログラムのパイロット・テスト期間後に記録したものである。パ20

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

イロット・テスト期間に会議を開き、当時のバージョンのデータ抽出フォーム（付録Bは最新バージョン）に従って、どのようにすれば一貫した形で研究をコード化ができるかを議論した。次いで、11件のプログラム4の一致度をコード化した。全部で55個の変数についての一致度を11回コード化したため、起こりうる不一致は合計605個である（表３）。一致（agreement）は、変数の種類によって違って意味になることに注意されたい。「適格」、「不明確」、「不適格」とコード化する変数では、不一致になるパターンは６通りある。一方で、平均年齢のような変数では、不一致になるパターンは理論上は際限なくある。後者のような場合、一致するには、評定者が完全に同じ数値を報告しなければならない。データ抽出フォーム（付録B）は、パイロット・テストの間、数回修正がなされたが、最終的には、一貫した方法で46件全てのプログラムをコード化した。

全ての評定者ペアと全ての変数で、Po= .82の割合で一致に達した。表３は、不一致となった41個の変数について、不一致がどのように分布しているかを細かく示している。残りの14個の変数5については完全に一致した。

デザインの種類
レビュー対象となったプログラムは、どの場所で実施されたものも全てランダム化比較試験として報告されていた（正確なランダム化手順が常にはっきりと報告されていたわけではないが）。研究結果は、場所ごとの効果サイズを計算できるような形で報告されていた。（ただし、いくつかのプログラム、例えばFood Stamp Employment and Training
Programme（53ヶ所）では、場所ごとの結果を入手できなかった。）
表１の8列目から13列目は、各プログラムでの方法論の質の報告内容をどのように判定したかを示している。３件のプログラム（EWEP, WDP, Work Program）だけが、方法論の指標全て（完全なランダム割付、容認できる割付隠匿、パフォーマンス・バイアスの予防、検出バイアスの予防、脱落バイアスの予防、治療の意図に基づく分析の実施）で適格とコード化された。別の５件のプログラムでは、全ての指標について不明確とコード化された。方法論の指標についてはっきりと不適格とされたプログラムはほとんど無かった（MASSWEPプ
ログラムには脱落が非常に多かった。FIPプログラムにはパフォーマンス・バイアスがあった、など）。
異なる抜粋文において同一のプログラムについて書いているのに矛盾する情報を含んでいる場合には、以下のルールに従って、疑わしい点は研究著者に好意的に解釈した。つまり、少なくとも１つの抜粋文で「適格」とコード化されていれば、その変数についてはプ
ログラム全体として「適格」とした。ただし、１つの抜粋文のみ「不適格」で、残りの抜粋文では「不明確」なら、そのプログラムのその変数に関しては「不適格」とコード化した。

2005 年 11 月に、2 件のプログラム（バーモントの WRP とワシントンの CWEP）をレビュー対象に追加した。この２件のプログラムは、評定者間の一致度を報告した表３に含まれていない。2006 年 3 月に追加した 21 件のプログラムも、評定者間データには含まれていない。
5 主たる参考文献、出版形態、出版状況、出版年、研究デザインの種類、統制変数、ヒスパニックの割合、
教育年数の平均、参加の幅広さ、モニタリングの程度、アウトカムを報告している図表、介入群 No.3 のサンプル・サイズ、介入群 No.４のサンプル・サイズ、統制群 No.３のサンプル・サイズ.
21
4

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

検出バイアスの予防は、58件の介入条件のうち、48件で適格だった（表４）。このような結果になった主な理由は、大半の研究が検出バイアスが比較的かからないよう定義された行政記録を使用していたためである。
生活保護、賃金収入などを登録するシステムが整っているため、脱落バイアスの予防も、33件の条件で適格だった。
治療の意図は、介入条件のうち28件で明確に言及されていた。
ランダム化の隠匿は、15件の条件のみで適格、ランダム割付順序の適切な生成について適格だったのは10件の介入条件だけだった。以上の研究の質のコード化は、方法論の質の報告
しかた（reporting）についてのものであることは強調しなくてはならない。例えばランダム
割付順序の生成は、多くのケースで十分に満足できるものだったのだが、報告のしかたは、「適格」とコード化するのには不十分だったのである。
最後に、パフォーマンス・バイアスの予防は、21件の条件で適格だった。これは、ほとん
どのプログラムにおいて、統制群への参加者が、プログラムの評価期間に別のプログラムに自由に参加できたためである。このことは、介入の理論上の反事実的効果を明らかにすることが研究目的である場合にのみ問題となる。しかし実際に関心となるのは、実験群が受けた介入が、普段提供されている支援に比べて、プラスの価値があるかどうかということが多い。
表４は、研究の質に関する指標について、「適格」「不明確」「不適格」とコード化された報告書の条件の数と割合を示している。
エビデンスの質
GRADEエビデンス・プロファイル（表14）は、4つ全てのアウトカムについてのエビデンスの質は非常に低いと結論づけている。格付けが低かった理由は、以下の通りである。
（１）ランダム化順序の生成とその順序の隠匿についての報告には重大な欠点がある。
（２）
結果には、説明できない重要な非一貫性（異質性）がある。（３）ほぼ全ての研究がアメリカで行われたものであるため、結果の直接性（directness）に大きな不確実性がある。

参加者
この系統的レビューのサンプル・サイズの最良の推定値は、参加者が412,045人で、うち245,509人は介入群にランダム割付され、166,356人は統制群にランダム割付されていた。10
人中ほぼ9人は女性だった（表7）。ひとり親は女性であることが多いからである。逆に男性は、妻と小さな子供がいる家庭の中でも、ひとり親家庭の家長であっても、就労していないことは少ない。
1990年、アメリカ統計局（U.S. Census Bureau 1990）は、人種を（a）白人、（b）黒人、（c）アメリカン・インディアン、エスキモー、アレウト、（d）アジア太平洋諸島系の４大グループに分類した。1990年のセンサスによると、白人の人口は、82.5%を占め、黒人は12.4%を占める。残りの5.1%は、（c）と（d）である。表７によると、本レビューの中では、黒人がセンサスでの割合より不釣合いに多く、白人は不釣合いに少ない。
また、センサスによると、25歳以上で高校の4年間以上を修了した人の割合は、1980年の69%から2003年には84%に増加している。本レビューの参加者（25歳未満もいるが）では、
22

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

43%がGEDを保有し、46%が高校卒業証書を保有していた。GEDは、高校は中退したものの、資格試験に合格した人が得られる資格である。
研究への参加者は、研究参加時点で生活保護を申請したばかりか、あるいはすでに生活保護を受けている（受給者）かによっても分類できる。また、片親家庭か両親のいる家庭かでも分類できる。今回のレビューではこれらを考慮に入れなかったが、将来の更新の折には、これらも考察するかもしれない。

介入
表５は、我々が73件のエンドポイント6のうち46件を就労に焦点を当てたプログラムに分類したことを示している。「就労に焦点を当てた」を別の言い方にすると、労働力拘束（labour force attachment）となる。就労に焦点を当てたプログラムに分類したということは、プログラムの目的が、最低賃金の仕事を受け入れるとしても参加者ができるだけ早く仕事を見つけることにある、と我々が判断したという意味である。就労に焦点を当てる背景には、仕事に関連する技術を身に付け、能力を積み上げるために最良の場所は、実際の職場であるという理由付けもある。一方の教育に焦点を当てたアプローチ（人的資本開発（human capital development）アプローチとも呼ばれる）は、教育から始めれば、結局のところ、家計を支えられないような低賃金の仕事ではなく、より賃金の高い仕事を得るだ
けの人になれると考える。16件のエンドポイントを、教育に焦点を当てた介入に分類した。
9件のエンドポイント（「その他」と名付けた）には、最初に、詳細なスクリーニング過程があった。このスクリーニングの結果が、参加者が即仕事探しを始めるか、何らかの教育を受けてから仕事探しを始めるかに影響していた。最終的に２つのケースで介入の焦点がどちらなのかを判断することができなかった。
最優先の活動は、介入の焦点と密接に関係しており、就労に焦点を当てた介入では、仕事探しの支援、ジョブ・クラブ、企業研修から始めることが多く、教育に焦点を当てた介入は、個々の対象者の仕事への準備状況によることが多いが、優先させる活動はより多様であることが多い。24件のエンドポイントを、仕事探しが第一とコード化し、20件のエンドポイントを、優先する活動が多様であるとコード化し、残りの26件についてはその他とコード化した（表5）。
制裁措置： 強制プログラムへの割付に参加者が従わなければ、プログラム運営者は、その人たちに対して制裁措置を取ることができた。生活保護の支給を認めないということである。
全34件の強制プログラムにおいて（全プログラム中74%を強制的プログラムと分類した）、
17%の参加者が制裁措置を受けたと我々は推計した。

アウトカムの報告表６にあるように、73件のエンドポイントの大半（N = 46、63%）は、州や郡の行
政記録（登録データ）から入手した収入と雇用に関するデータを利用していた。
6「エンドポイント」は、別々の結果を有する場所を指す。1 ヶ所だけで行われた研究は、1 つのエンドポイ
ントしか報告しないが、例えばリストに上げたような 7 ヶ所で行われた研究は、7 つのエンドポイントについて報告している。
23

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

メタ・アナリシス
図３から図６は、追跡時点によって分けた介入効果のメタ・アナリシスの結果の要約である。各追跡時点について、固定効果の推定値とランダム効果の推定値を示す２行がある。数件の研究には、２つ以上の追跡時点の結果があるが、それらは、「統合」（combined）という名前を付けた一行でまとめた。信頼区間の下限と上限を含む効果の大きさは、図の中央部に示した。右側にある図は、要約となるフォレスト・プロットである。（オレンジ色の）ひし形の中心は、効果の大きさの推定値に当たり、ひし形の幅は、推定値の95パーセント信
頼区間の範囲を示している。底部には、（緑色のひし形によって）結果の総合的な推定値を示す、要約となる２行がある。これらの要約は、効果が追跡時点によって系統的に変動しない場合のみ意味を持つことに注意されたい。比率尺度のアウトカム（就労率と生活保護受給率）には、リスク率（risk ratio）を利用している。リスク率には、例えば仕事に就く相対「リスク」がある。例えば、介入群の100人中55人が就労し、統制群では100人中50人が就労すれば、リスク率は0.55/0.50 = 1.1となる。リスク率1.00は、介入効果が無いことを意味する。1より大きければ介入群の方がより多く就労することを意味し、１未満なら統制群の方がより多く就労することを意味する。
連続量のアウトカム（例えば収入）には、Hedgeのgを用いる。gがゼロなら、介入群と統制群の間に差が無いことを意味する。通常は、サンプルが少ないより多い方が推定値は正確になる。この正確性は、推定値の標準誤差によって測られる。
各研究は、この正確性によって重み付けされる。つまり、サンプルが大きく、正確な研究には、分析においてより大きく重み付けされる。個々の研究についての信頼区間は広くなる可能性があるが、メタ・アナリシスの信頼区間はずっと狭く、より正確な推定値を示すことができる。
異質性は、諸結果の散らばり具合の尺度である。効果が散らばっていても、個々の研究結果が一つの根源的な効果（underlying effect）を反映していそうかどうかを、同質性（すなわち異質性の無さ）の統計的検定によって評価する。この検定によって諸結果間の異質性が検出されなければ、個々の研究の間で観測された差は、サンプリングの変動とたんた
る偶然によって生じたのだと仮定できる。

就労、収入、生活保護の受給、生活保護の割合に与える影響
就労への影響
図３は、就労に与える影響を、全ての追跡期間について図示している。各追跡時点につき２つのメタ・アナリシスがある（固定効果とランダム効果）。したがって、「２年間就労」（employment 2 years）についての２つのメタ・アナリシスと、「１年〜３年間就労」（employmet 1-3 years）についての２つの別のメタ・アナリシスがある。図３は、追跡１
年目の就労へのランダム効果リスク率が1.097（95%信頼区間：1.006-1.196）、5年目のラン
ダム効果リスク率は1.037（同1.004-1.071）であることを示している。加えて、同質性検定
により、0.25年目、1-3年目の追跡時点についてはランダム効果を使うべきであることが示されている。残りの追跡時点では、結果は同質であり、固定効果を使うべきである。
総じて、次の３点が印象的だった。（１）効果は一貫して介入群にとって好ましいというわけではなかった、（２）効果にはばらつきがある、（３）効果は小さい。介入群は、統制群よりもアウトカムの結果が良いが、その効果は小さい。効果全体には異質性があった（Qall24訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）
2studies = 414.967, df = 59, p = .000, I = 85.8）。

全体で見ると、介入群への参加者のうち60.9%（サンプル・サイズで重み付け）は、追跡
時点で就労していた。しかし、統制群への参加者も、57.9%が就労していた。これらの結果の別の角度からの見方が、処遇必要数（NNT）を計算することである。ARR（absolute risk
reduction: 絶対リスク減少）は0.609 – 0.579 = 0.03だから、処遇に必要な数は、1/ ARR ≈ 33
（95%信頼区間：30-37）だった。これは、まずARR7の信頼限界を計算し、次いでNNTの信頼限界をARRの信頼限界の逆数として計算することによって推定した。言い換えると、新たに一人の生活保護受給者が就労するのを予測するには、平均して33人の受給者が、本レビュ
ーで扱ったワーク・プログラムのうちの一つを受けなければならない。
就労のアウトカム 54 個を効果サイズによってランク付けしたとき、リバーサイドの GAIN
プログラムは 6 番目に順位付けされ、同じプログラムでもアラメダ、ロサンゼルス、サンデ
ィエゴ、トゥーレア、ビュートで行われたものは、それぞれ 9、13、21、28、47 番目に順位付けされた。これは、プログラムそのものよりも、プログラムの実施された地域的文脈の方が、アウトカムに対して大きな効果を持つことを示している。

収入への影響Hedgeのgを直接計算するのに必要な標準誤差を報告している研究がほとんどないため、ほぼ全ての標準誤差を推定するためにp値を使わなければならなかった。これは、効果サイ
ズを推定するための唯一の方法である。数件の研究だけが正確なp値を報告していた。標準誤差が報告されていればそれを使い、標準誤差が報告されていなければp値を使った。正確なp値が報告されていればその値を使ったが、そうでなければ以下の慣例を用いた。
「有意でない」→p = 0.1

レビューに含めた研究のほとんどは、有意か有意でないかを選ぶための臨界値として
p=0.1を使っていた。それ以外のp値は恣意的なものと判断した。他のp値を使うことで、おそらく、有意でないと報告しているいくつかの比較で、効果の大きさに上方へのバイアスがかかっただろう。したがって、我々は２つの感度分析を行い、その中で、可能性として考えられる結果の範囲を定めた。第一のシナリオでは、有意でないという結果に対してp = 0.99を用いた。第二のシナリオでは、それをp = 0.55（0.1と1.0の真ん中）にした。
P < 0.1 → p = 0.075
この論拠は、単に、この値が0.1と0.05の半分であるということである。
P < 0.05 → p = 0.03
これは、0.05と0.01の間である。

7

ARRの標準偏差は、ARR =p (1 − p )(11
) である。この時、pは、両群の重み付けした（プールし+nG1 nG 2(nG1 pG1 + nG 2 pG 2 )である。 nG1 は、群１内の数で、 nG 2 は、群２内の数。 pG1 は、群１(nG1 + nG 2 )内の比率で、 pG 2 は、群２内の比率である。

た）比率で、 p =25

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

P <0.01 → p = 0.01

これより小さい値は全て恣意的である。これによって、p値が非常に低いいくつかの比較は、過小推定されることになる。しかしいくつかの極端に小さなp値を使った探索的分
析（示さない）を行ってみても、推定された効果サイズが大きい値に変わることはなかった。
図４は、収入への影響を示している。総じて、介入群は統制群よりもわずかに良い結果となっているが、その差は小さかった。結果には異質性があった（Q = 180.96, df = 65, p = .000,
2
I = 64.1）。１年目の追跡時点で、ランダム効果のHedgeのgは0.043（95%CI：0.011-0.076）だった。2年目のランダム効果gは、0.044（同0.022-0.066）、5年目のランダム効果gは、0.011（同-0.029-0.050）だった。これらは別として、1~3年目の分析でもランダム効果を使うべきである。
有意でない結果についてはp = 0.99を使うことで、gが0.047から0.032（95%CI：0.022-0.042）に下がり、p=0.55を使うとgは0.035（同0.024-0.045）になることが感度分析によって示された。この3つの信頼区間は重なる部分がある、したがって有意でない結果を示している全ての分析にp = 0.1を用いた。
全ての介入群の収入アウトカムの平均（2005 年のアメリカドル換算）は$11,021 で、統制
群は$8,843 だった。２件の研究はカナダで実施されたものだったため、1CAD = 0.873 USDの為替レート（2006 年 4 月 17 日）でカナダドルをアメリカドルに換算した。
Binominal Effect Size Display (BESD8)を使うと、この結果は、おおまかにいって介入群の51.1%に対する正の効果、統制群の 48.9%に対する正の効果に相当する。
64個の効果サイズを順位付けしたリストにおいて、異なる場所で行われたGAINプロ
グラムは、それぞれ5、18、29、36、43、44番目に順位付けされた。同様に、NEWWSの評価を行った場所は、12、13、14、24、25、27、28、33、38、41、57番目に順位付けされた。これは就労と同様、プログラムを実施した地域が、プログラムのモデルそのものよりも重要であるということを示している（これらの比較は、本質的には準実験であることに注意されたい）。

生活保護受給額への影響
図５は、生活保護受給額への影響を示している。ここでも、介入群は概ね、統制群よりも良い結果となっている（介入群の方が、生活保護受給額が少ない）が、その効果は小さい（全体のランダム効果Hedgeのgは0.043、95%CIは0.034-0.053）。結果には異質性があった（Q =2
105.7, df = 42, p = .000, I = 60.3）。１年追跡時点のランダム効果gは0.038（95%CI：-0.022-0.098）
2年目のランダム効果gは0.053（同-0.005-0.111）、5年目の固定効果gは0.044（同0.028-0.060）だった。1~3年追跡時点の結果には異質性があり、ランダム効果を使うべきである。
BESD は、介入群の中でプラスの結果となった人の割合を 0.5 + r/2 で示し、統制群の中でプラスの結果となった人の割合を 0.5 - r/2 で示す。我々は、まず、標準化平均偏差を r に変換しなければならなかった。
268

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

BESDは、介入群の51.2%、統制群の48.8%で、プログラムへの参加の結果として生活保護受給額が少なくなることを示している。
非有意の結果に対して、p = 0.99を使うことでgは0.043から0.040（95%CI: 0.026-0.053）へ低下し、p =0.55を使うことで推定値gは0.042（同0.029-0.055）になる。収入と同様、これらの信頼区間には重なりがあったため、非有意の全ての分析にp=0.1を用いた。
43個の効果の大きさを順位付けしたリストにおいて、GAINの評価研究を行った場所は、
7、13、20、22、29、39番目に順位付けされた。California Work Paysの評価を行った場所
は、2、14、25番目に順位付けされた。
生活保護受給者の割合への影響
図６は、プログラムが、追跡時点でも生活保護を受給している人の割合に与える影響を示している。「処遇群に有利」（favours treatment）が、左側なのに注意されたい。全体的には、介入群の方が統制群よりもわずかに良い結果となっている（介入群の参加者の方が、追跡時点で生活保護の状態の人が少ない傾向にある）が、その効果は小さい。追跡１年目のランダム効果リスク率は0.946（95%CI：0.886-1.010）、5年目の固定効果リスク率は1.003（同
0.984-1.023）だった。1~2年目と3年目の結果には異質性があった。結果全体でも異質性があ2った（Q = 529.292, df = 38, p = .000, I = 92.8）。全体として、介入群への参加者のうち追跡時
点でも生活保護を受けて生活している人の割合は68.4%、統制群のそれは72.1%だった。よって、絶対リスク減少（ARR）は0.037、NNTは27（95パーセント信頼区間：24-30）である。
効果サイズ40個を順位付けしたリストにおいて、California Work Paysの評価を行った
場所は、10、18、37番目に順位付けされた。

就労に焦点を当てたプログラムと教育に焦点を当てたプログラムの差異効果
JOBS（NEWWS）の評価の一部として、3ヶ所（アトランタ、グランドラピッズ、リバーサイド）で、対象者がHCD（human capital development: 人的資本開発）条件か、LFA（labour
force attachment: 労働力拘束）条件か、統制群にランダム割付された。
LFA対HCD
就労：３ヶ所についてのランダム効果のメタ・アナリシスにより、LFA（リスク率：1.094、95%CI：1.056-1.133）の方がHCD（リスク率：1.049、95%CI：1.003-1.098）よりも効果がわ
ずかに大きかったが、二つの信頼区間は重複する部分が多い。全体として、結果には異質性2があった（Q = 25.7, df = 5, p = .000, I = 80.5）。サブグループの結果にも異質性があった（HCD:22
Q = 8.7, df = 2, p = .013, I = 76.9 / LFA: Q = 4.8, df = 2, p = .087, I = 59.0）。
LFAとHCDについて、収入、生活保護受給額、生活保護受給者の割合に与える効果を直接比較することはできなかった。

統合的ケース・マネジメントか従来のケース・マネジメントか
オハイオ州コロンバスでは、参加者たちが、従来のケース・マネジメント方法か統合的方法のいずれかにランダム割付された。従来のケース・マネジメント方法では、生活保護受給27

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

資格についての職務と就労プログラムの職務が、別のスタッフによって行われていた。統合的ケース・マネジメント方法では、その二つの職務が同じスタッフによって行われた。追跡２年目には、この二つのプログラムを受けた対象者の収入はほとんど同じで、統制群ともほとんど似た額だった（統合的方法：Hedgeのg=0.076, 95%CI: 0.018-0,133。従来の方法：Hedgeのg = 0.075、95%CI: 0.018-0.132）。5年目には、これらの方法には、就労に対して統計的に有意な効果が無く、２つの方法に差も無かった（統合的方法：リスク率 = 1.022、95%CI:
0.999-1.045。従来の方法：リスク率 = 1.012、95%CI：0.989-1.035）。

出版バイアス
図7から図10は、4つのアウトカムについて、各研究の効果サイズとその標準誤差の関係を示したファンネル・プロット（funnel plots）である。出版バイアスが無い場合、研究は、統合した効果サイズ付近に規則的に分布する。それに対して、出版バイアスがある場合には、プロットの底の部分は、平均値の左右一方に研究が密集しやすくなる。これは、サンプル・
サイズが小さい研究（底部に現れる）は、平均効果よりも効果サイズが大きく、そのために統計的有意性の基準を満たすことが多くなると、出版されやすくなるという事実を反映している。我々は、バイアスが無ければプロットが要約効果を中心にして対称形になるというファンネル・プロットの土台にある重要な考え方に基づく、「切り貼り」（trim and fill）機
能を使った。左側より右側にサンプル・サイズの小さな研究が多ければ、左側の研究が欠落しているかもしれないことが懸念される。切り貼り法は、これらの欠落した研究のデータを補完し、それらを分析に加え、最後に要約効果サイズを再計算する。図７から図10は、就労、収入、生活保護受給額についてのプロットは若干非対称だが、生活保護受給者の割合については対称であることを示している。

探索的調整変数分析
結果に異質性があったため、調整変数分析（moderator analyses）を使って、この異質性を探る試みを行った。この分析を行うことでランダム化は解消されるため、以下は準実
験による結果であることに注意されたい。また、この分析が探索的な仮説構築型分析であり、理論から導出した仮説検証型分析ではないことにも注意されたい。
多くの変数のデータを収集したが、調整変数としては使えなかった。例えば、研究が実施された国は、2つの研究を除き全てアメリカだったため使えなかった。同じ理由から、出版
形態も、大多数が報告書だったため使えなかった。出版年も、データ収集を開始した年を使っていたため、調整変数としては使えない。デザインは、全ての研究がRCTであるため使えない。いくつかの面白そうな変数も、欠損値の数が多いために使えなかった（子供の数、最も幼い子供の年齢、前歴、生活保護受給歴、実務経験の程度）。資金提供団体とプログラム
実施団体についてのデータも使えなかった。研究のほとんどが連邦政府か州当局から資金提供を受けており、連邦政府か州当局が実施したものだったためである。
連続量の調整変数
表７は、連続量の調整変数の記述統計を示している。表８は、調整変数間のノンパラメト
リック・スピアマン・ゼロ次相関を示している。
28

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表９から表12は、連続量の調整変数を使ったメタ回帰分析の結果を示している。上述の通り、回帰分析１回につき１つの調整変数しか投入しなかった。そのため、これらの分析は、二変量（多変量ではない）回帰であり、他の調整変数の影響を統制していない。
例えば、表９は、研究参加者の平均年齢が１歳上がると、就労する割合が0.8パーセント上
昇することが期待されることを示している（傾き：0.00829）。以下では、回帰の傾きの95パーセント信頼区間が「無効果」の点を含まない回帰を列挙している。アスタリスクも、表中の変数名の終わりに記してある。全部で、同様の比較を48件行った。なお、欠損データの補完に平均値を使った感度分析の結果の相違も付記している。

就労（表９）
・ 正の連関：平均年齢、その他のエスニシティの割合、介入期間、地域の失業率
・ 負の連関：白人の割合、黒人の割合、制裁措置を受けた人の割合
・ 感度分析では、ヒスパニックの割合も正の連関を示した。
収入（表10）・ 正の連関：黒人の割合
・ 負の連関：データ収集を開始した年、白人の割合、ヒスパニックの割合、GEDあ
るいは高校卒業証書保有者の割合
・ 感度分析では、制裁措置を受けた人の割合が負の連関を示した。また、GEDとの負の連関は、感度分析では現れなかった。
生活保護受給額（表11）・ 負の連関：男性の割合、白人の割合
・ 感度分析では、介入期間が正の連関を示した
生活保護受給者の割合（表12）・ 負の連関：平均年齢、男性の割合、ヒスパニックの割合、その他のエスニシティの割合、介入期間、制裁措置を受けた人の割合、地域の失業率、介入要素の数
・ 感度分析では、黒人の割合との正の連関、白人の割合との負の連関を見出した。
男性の割合、白人の割合、制裁措置を受けた人の割合は、全てのアウトカム尺度について
負の傾きを示しているが、これらの傾きは、常に統計的に有意なわけではない。これらの知見が（ごく控えめに、ではあるが）示していることは、プログラムは男性よりも女性に対して、また白人よりも白人以外の人種に対してより効果が高いこと、また制裁措置が少ないプ
ログラムほど効果的であるということである。その他の変数については、傾きの向きにばらつきがある。感度分析では、有意な傾きを新たに５つ（11%）見出した一方で、最初の分析では有意だった１つの傾き（2%）が、感度分析では有意ではなかった。
全ての回帰について、残差のQは、p = .00000で有意だった。これは、どの調整変数も、それ一つだけでは、効果サイズの変動のごくわずかな部分しか説明できないことを示している。

質的調整変数表13から表20は、質的調整変数が就労、収入、生活保護受給額、生活保護受給者の割合に29

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

与える効果を示している。群間の異質性についてのp値が0.05より小さければ、変数名の最後にアスタリスクが記してある。アスタリスクがあれば、調整変数のカテゴリー間に統計的に有意な差があると解釈する。

デザインの質：
表13は、デザインの質変数が就労に与える効果について、デザインの質変数の水準ごとのリスク率を示している。各水準の影響を受けているアウトカムの数（k）が、最初に示されている。例えば、ランダム割付に関しては、12個のアウトカムを「適格」とコード化した。
これらのアウトカムについて別々にメタ・アナリシスを行った結果、リスク率が1.064、95パーセント信頼区間が1.016から1.115であることが示された。このリスク率は、リスク０（ゼロ）とは有意に異なっている（p = .008）。Qwithin groupsは53.9で、I二乗値は79.6だった。Qbetween
groupsは26で、これはメタ・アナリシス的ANOVAが有意であることを示している。言い換えると、この効果サイズは、ランダム割付の質の評価付けによって変動がある。具体的には、「不適格」とコード化した研究のリスク率の方が、「適格」「不明確」とコード化した研究よりも小さい。
表15、17、19は、表13と同じように、デザインの特徴が、収入、生活保護受給額、生活保護受給者の割合に与える効果を示している。
総合すると、「不適格」や「不明確」の評価が、非常に大きな効果サイズ、あるいは非常に小さな高価サイズのいずれかと関連していることが、これらの分析によって示された。質が高い（適格）とされた報告は、比較のうち54%（13/24）で大きい効果を持っていた。「不明確」に分類されたものは、比較のうち21%（5/24）で最も強い効果を持っており、「不適格」に分類されたものは、25%（6/24）で最も強い効果を持っていた。
割付の隠匿について「適格」とコード化されていると、常に効果サイズが最大であった（ただし、差が常に統計的に有意であったわけではない）。

その他の質的調整変数：
表14、16、18、20は、その他の質的変数が就労、収入、生活保護受給額、生活保護受給者の割合に与える効果の推定値を示している。
その他一貫して見られた知見：・ 任意のプログラムは強制的プログラムよりも効果が大きかったが、差は統計的に有意ではなかった。
・ 体験労働を行うプログラムは、体験労働を行わないプログラムよりも効果が大きかった（ただし、この差も常に有意というわけではなかった）。
・ 仕事探しを行うプログラムは、仕事探しを行わないプログラムよりも効果が大きかった。
以上の連関は、因果関係を意味するものではなく、探索的分析として考えなければならないことを、もう一度記しておく。

30

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

議論
本レビューの主たる知見は、働くための生活保護プログラムの効果を扱うランダム化評
価研究の大半はアメリカで行われているということである。なぜだろうか。アメリカでは、
ランダムに割り付けた統制群を使うことは、プログラム評価の資金を受けるための条件となっていることがある。しかも、ランダム化が、プログラムの実用を認める連邦政府の認定を受けるための条件であることもある。おそらく前者よりも後者の方が、アメリカでランダム割付を行う刺激としてより重要なのだろう。
ヨーロッパでは、統制群に割り付けられると有益かもしれない介入を受けられないという理由で、ランダム化が非倫理的と考えられることが多い。アメリカでは、これは問題にはされない。実際アメリカでは、生活保護受給者のうち一部の人だけしかプログラムを受けられない時は常に、ランダム割付がその乏しい資源を分かち合える最も公平な方法であると主張されるのである。介入が有効か、無効か、有害かは、最も良いデザインを使わなければ決して分からないのだから、最良のデザインを使わないことが非倫理的だ、とも主張される。「有益かもしれない」介入は、必ずしも有益ではないし、実際には有害かもしれない。そして、何が有効で何が有害かは、ランダム化比較試験を行うまでわからないのである。
アウトカム・データをどれだけ信頼できるか： プログラムでは主に、州や群の記録から得られる行政管理データが利用されていた。参加者に対するサーベイも利用していたプログラ
ムもいくつかあった。各データ・ソースには利点も欠点もある。行政管理データには思い出しバイアス（recall bias）や期待バイアス（expectancy bias）が無いことが多い一方で、例
えば、当局に報告されない仕事への就労など、いくつかの事象については情報が欠けている。
そのような情報の欠落が、介入群と統制群に異なる影響を与える理由は不明だが、就労率の違いや脱落の違いによる何らかのバイアスがかかるかもしれない。
研究の質の評定はどれだけ信頼できるか： 研究の質（study quality）と、報告の質（qualityof reporting）は違うものである。例えば、MDRCが実施した評価研究の全てでランダム割
付順序の生成が適切な方法によって行われていたと信じるにたる理由が我々にはある。しかし、それがはっきりと報告されていないことが多かったため、そのような研究には「不明確」とコード化せざるをえなかった。
効果はどのくらい強く、頑健か： プログラムによって就労できる可能性を高めることができる、収入を増やすことができる、生活保護受給額を減らすことができるということは、評価によってはっきりと示されていた。生活保護を受けている参加者の割合を減らすことができるということに関しては、結果はそこまではっきりとはしていない。ただし、どのメタ・
アナリシスも、統制群に有利な結果にはならなかった。これは、生活保護受給者の割合についても当てはまる。どの追跡時点でも、4つ全ての主要アウトカムについて、介入群が統制群よりも有意に優れていたか、群間に統計的に有意な差が無かったかのいずれかであった（図３から図６）。
生活保護受給者については、プログラムが彼らの総収入を上げられる場合のみ、プログラ
ムには真の効果がある。それは、賃金収入の増加分が生活保護受給額の減少分より大きい場
合だけである。このレビューにコスト・ベネフィット分析はないのだが。
働くための生活保護に関する文献を読んでいる人の中には、結果を効果サイズで報告するという形に不慣れな人もいるだろう。以前は、そのままの数値（収入何ドルとか就労してい31

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

る割合など）で結果を示すことが多かったからだ。そこで、我々は、収集した全てのデータ（マイクロソフトのエクセル・ファイルで保存）を付録Cとして添付した。各研究とアウトカムについて、就労割合や生活保護受給者の割合がリスト化されており、それと2005年を基準に換算したドルが、連続量で使用できる。読者には、ぜひこれらのデータを分析してみて欲しい。
以上の結果は、他の国々（例えばヨーロッパ）にも一般化できるか：ヨーロッパ諸国の生活保護システムはアメリカのそれとは大きく異なっているため、レビューの結果を一般化することは出来ない。多くのヨーロッパ諸国では、労働市場から外れてしまった人は皆、生活保護を受けようとするのが普通である。ノルウェーでは、ワークフェア・プログラムによって、約23パーセントの人が就労するにいたっているが（Lødemel et al. 2004）、対して、本稿でレビューしたアメリカの研究では約60パーセントが就労していた。ヨーロッパ式の生活保護システム下のワークフェアの効果を測定できる唯一の方法は、ランダム化比較試験による評
価だけである。
カナダで行われた二つのプログラム（SSPとSSP+）は、効果サイズの順位付けによれば、アメリカのプログラムよりもいくぶん強く機能しているように思われる。就労アウトカム54個のリストの中で、SSP+は2番目に高く、SSPは4番目に高かった。生活保護受給額アウトカ
ムのリストの中では、SSP+が「１番」で、SSPは19番目だった。最後に、生活保護受給者割
合アウトカム36個のリストの中では、SSPは2番目だった。ただし、これらの結果も、準実験による比較の結果にとどまる。
強制プログラムは、任意のプログラムよりも効果的か：我々の知る限りでは、生活保護受給者を強制的プログラムと任意のプログラムにランダム割付した働くための生活保護プログ
ラムは無い（それに、この割付は不可能だろう）ため、この問いにはまだほとんど答えを出せていない。また、任意のプログラムと強制的プログラムの間の運用上の違いは、はっきりと分けられておらず、あいまいであることの方が多い（Gueron, Pauly, & Lougy 1991）。それでも我々は、各プログラムを強制的プログラムと任意のプログラムに分類し、その2つのサブグループについて別々に分析を行った。その探索的分析の結果、任意のプログラムの方が効果サイズが大きいことが示されたが、その差は統計的に有意ではなかった。また、これは強制的プログラムよりも任意のプログラムの方が効果的であるという間接的なエビデン
スでしかない。
アウトカムの不足： 我々は、プログラムが生活保護受給者の生活の質、社会的技能、自信に影響を与えるかどうかや、プログラムが参加者に何らかの逆効果を与えるかどうかにも関心があった。しかし、レビューに含めたほとんどの研究には、これらのアウトカムが含まれてはいなかった。

レビューワの結論
アメリカにおける生活保護受給者のためのワーク・プログラムには、就労、収入、介入後6年間の生活保護受給額に対し、小さいものの一貫した正の効果があった。一方、生活保護受給者の割合に与える効果はゼロに近い。北アメリカ以外で行われた評価研究にはランダム化比較試験が無かったため、北アメリカで行われている介入が、異なる生活保護システムの下で、また他の国々でどのように機能するかについては、いかなる結論も導き出すことは出32

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

来ない。

実務のためのインプリケーション
アメリカの政策立案者は、１つのワーク・プログラムあたり生活保護受給者を33人追加させるコストと、新たに１人の人間を就労させられる（つまり、19/33人と引き換えに20/33人を就業させる）ベネフィットを比較検討しなければならない。また、生活保護受給者27人にプログラムをやりとおさせるコストと、生活保護受給者の割合を19/27人から18/27人に減らすベネフィットを比較検討しなければならない。（生活保護受給者をプログラムに参加させるコストは、予想されるおよそ25%の収入増と、予想される生活保護支払い額14%減を足した額より小さくなければならない）
２件の研究だけがカナダで実施された評価研究だったが、その結果は、アメリカよりもやや期待のできるものだった
本レビューが、他国での実務にとって何らかのインプリケーションがあるはずだとは思わない。

研究のためのインプリケーション
政策立案者および研究への資金提供者は、持っている資源を、アメリカ以外の国で行うランダム化比較試験に配分すべきである。ランダム化比較試験の結果を報告する時には、研究
著者は、連続量のアウトカムについては平均値と標準偏差の両方を報告すべきである。最低でも、正確なp値は報告しなければならない。我々は、ランダム化比較試験に質的な評価が伴った研究を待ち望んでいる。質的な評価が無ければ、系統的レビューが社会に伝えられるのは何が有効か（what works）ということだけであり、なぜ有効なのか（why works）、
どのように有効なのか（how works）が分からないからである。

レビューの更新計画
完全版のレビューを公開した後は、2年ごとに新たな検索を行う。検索の結果は公開し、次のいずれかに分類する。（１）検索を行った［日付を入れる］が、新しい研究は見つからなかった、（２）小さな更新（新しい研究が見つかったが結論に変化はなかった）、（３）
大きな更新（新しい研究が見つかり、前の版のレビューを読んだ読者に、更新版を読むように通知する）。将来のレビューの更新版では、願わくば、ランダム化試験による結果と質的評価による結果を統合できればと考えている。

潜在する利害対立
誰もわからない。

33

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

レビューに含めた抜粋文

1 Aber, J. L., Brooks, G. J., & Maynard, R. A. 1995, ʺEffects of welfare reform on teenage
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8 Bloom, D., Hendra, R., Michalopoulos, C., Redcross, C., Scrivener, S., & Walter, J.
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9 Bloom, D., Kempl, J., Morris Pamela A, Scrivener, S., & Walter, J. 2000a, The Family
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10 Bloom, D., Melton, L., Michalopoulos, C., Scrivener, S., & Walter, J. 2000b, Jobs First:
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11 Bloom, D., Scrivener, S., Michalopoulos, C., Morris, P., Hendra, R., AdamsCiardullo, D., & Walter, J. 2002b, Jobs First: Final Report on Connecticutʹs Welfare
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12 Bloom, H., Orr, L. L., Cave, G., Bell, S. H., Doolittle, F., & Lin, W. 1997, ʺThe Benefits
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34

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

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17 Cancian, M., Kaplan, T., & Rothe, I. 2000, Wisconsinʹs Self-Sufficiency /Pay for
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23 Fein, D. 1994, The Ohio Transitions to Independence Demonstration. JOBS Assignments
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24 Fein, D., Beecroft, E., Hamilton, W., Lee, W., Holcomb, P. A., Thompson, T., & Ratcliffe,
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26 Fein, D. & Long, D. A. 1999, The ABC evaluation: Delawareʹs a better chance welfare
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27 Fraker, T. M., Ross, C. M., Stapulonis, R. A., Olsen, R. B., Kova, M. D., Dion, M. R., &Rangarajan, A. 2002, The Evaluation of Welfare Reform in Iowa, Mathematica Policy
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28 Fraker, T., Nixon, L., Jacobson, J., Gordon, A., & Martin, T. 1998, Iowaʹs Family
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29 Freedman, S. 1995, The JOBS evaluation: Early findings on program impacts in threesites, U.S. Department of Health and Human Services, Administration for Children
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30 Freedman, S. 2001, Four-Year Impacts of Ten Programs on Employment Stability andEarnings Growth. The National Evaluation of Welfare-to-Work Strategies.
31 Freedman, S. 2003, Pursuing Economic Security for Young Adults: Five-Year Impacts of
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訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

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32 Freedman, S., Bryant, J., Cave, G., Bangser, M., Friedlander, D., Goldman, B., & Long,
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33 Freedman, S., Friedlander, D., Hamilton, G., Rock, J., Mitchell, M., Nudelman, J.,
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34 Freedman, S., Knab, J., Gennetian, L., & Navarro, D. 2001b, The Los Angeles Jobs-FirstGAIN Evaluation: Final Report on a Work First Program in a Major Urban Center.
35 Freedman, S., Mitchell, M., & Navarro, D. 1997, The Los Angeles Jobs-First GAIN
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36 Friedlander, D. 1987, Maryland: Supplemental Report on the Baltimore Options
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37 Friedlander, D. 1988, Subgroup Impacts and Performance Indicators for Selected Welfare
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38 Friedlander, D, et al. 1987, West Virginia. The Demonstration of State Work/Welfare
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39 Friedlander, D. & Burtless, G. 1994, Five years after: The long-term effects ofwelfare-to-work programs. Russel Sage Foundation, New York.
40 Friedlander, D. & et.al 1985, Arkansas: Final Report on the WORK Program in Two
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41 Friedlander, D., Freedman, S., Hamilton, G., & Quint, J. 1987, Illinois: The
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42 Friedlander, D. & Goldman, B. 1988, Employment and Welfare Impacts of the Arkansas
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43 Friedlander, D. & Hamilton, G. 1993, Saturation Work Initiative Model in San Diego: A
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44 Friedlander, D. & Hamilton, G. 1996, ʺThe Impact of a Continuous Participation
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45 Friedlander, D., Hoerz, G., Long, D., Quint, J., Goldman, B., & Gueron, J. M. 1985,
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46 Friedlander, D. & Long, D. 1987, A Study of Performance Measures and Subgroup
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47 Friedlander, D., Riccio, J., & Freedman, S. 1993, GAIN: Two-Year Impacts in Six36

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

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55 Hamilton, G., Freedman, S., Gennetian, L. A., Michalopoulos, C., Walter, J.,
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56 Hamilton, G. & Friedlander, D. 1989, ʺSaturation Work Initiative Model in San Diego.
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57 Hamilton, W. L., Burstein, N. R., Baker, A. J., Earle, A., Gluckman, S., Peck, L., & White,
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58 Hamilton, W. L., Burstein, N. R., Hargreaves, M., Moss, D. A., & Walker, M. 1993, The
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63 Horwitz, S. M. & Kerker, B. D. 2001, ʺImpediments to employment under welfare37

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

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66 Kemple, J. & Haimson, J. 1994, Floridaʹs Project Independence. Program
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67 Kisker, E. E., Rangarajan, A., & Boller, K. 1998, Moving into adulthood: Were theimpacts of mandatory programs for welfare-dependent teenage parents sustained after
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73 Masters, S. & Maynard, R. 1981, The Impact of Supported Work on Long-Term
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74 Maynard, R. A., Nicholson, W., & Rangarajan, A. 1993, Breaking the cycle of poverty:
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75 Maynard, R., et al. 1981, Supported Work Demonstration: Effects During the First 18
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76 Maynard, R., Brown, R., Shore, J., Jackson, R., Leach, V., & Wooldridge, J. 1979, The
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77 Michalopoulos, C., Card, D., Gennetian, L. A., Harknett, K., & Robins, P. K. 2000, The
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78 Michalopoulos, C. & Schwartz, C. 2001, What Works Best for Whom: Impacts of 20
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訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

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79 Miller, C., Knox, V., Auspos, P., Hunter-Manns, J., & Orenstein, A. 1997, Making
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80 Miller, C., Knox, V., Gennetian, L., Dodoo, M., Hunter, J., & Redcross, C. 2002,
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85 Puma, M. J. & Burstein, N. R. 1994, ʺThe national evaluation of the Food Stamp
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86 Puma, M. J., Burstein, N. R., Merrell, K., & Silverstein, G. 1990, Evaluation of the Food
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87 Quets, G., Robins, P., Pan, E., Michalopoulos, C., & Card, D. 2001, Does SSP Plus
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88 Quint, J., Ball, J., Goldman, B., Gueron, J., & Hamilton, G. 1984, Maryland: Interim
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89 Riccio, J., et al. 1986, Virginia Employment Services Program. Final Report.
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93 Schexnayder, D., Olson, J., Schroeder, D., Betsinger, A., & Sim, S. C. 1998, Achieving
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94 Scrivener, S., Hamilton, G., Farrel, M., Freedman, S., Friedlander, D., Mitchell, M.,
Nudelman, J., & Schwartz, C. 2003, Implementation, Participation Patterns, Costs, andTwo-Year Impacts of the Portland (Oregon) Welfare-to-Work Program, Manpower
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39

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

95 Scrivener, S. & Walter, J. 2002, Evaluating Two Approaches to Case Management:
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96 Storto, L., Hamilton, G., Schwartz, C., & Scrivener, S. 2000, Oklahoma Cityʹs ET & E
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98 Werner, A. & Kornfeld, R. 1997, The Evaluation of ʺTo Strengthen Michigan
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100 Wilkinson, K. P. & Ross, P. J. 1972, ʺEvaluation of the Mississippi AFDC Experimentʺ,Social-Service-Review, vol. 46, no. 3, pp. 363-377.
101 Wilkinson, K. & Ross, P. 1977, Experiments in Social Welfare: An Empirical
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102 Zambrowski, A. & Gordon, A. 1993, Evaluation of the Minority Female Single Parent
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40

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）除外した抜粋文1 Angelo, L. & March, J. A. 1997, ʺDo training programs help AFDC recipients leave thewelfare rolls? An evaluation of New York Cityʹs BEGIN (Begin Employment Gain
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2 Bloom, H. & Riccio, J. A. 2002, Using Place-Based Random Assignment andComparative Interrupted Time-Series Analysis to Evaluate the Jobs-Plus Employment
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4 Dahl, E. 2003, ʺDoes ʺWorkfareʺ Work? - The Norwegian Experienceʺ, International
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41

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

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4 Cebulla, A., Bouchet, S., & Greenberg, D. Userʹs guide to a database of welfare-toworkprograms. 2005. Loughborough University, UK.
5 Comprehensive Meta-Analysis. Manual [computer program]. Version 2.0. Englewood,
NJ: BioStat; 2004.
6 Cornwell E, Enjolras B, Fraisse L, Lødemel I, Olsen L, Rosdahl A, et al. Workfare in six
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7 Dahl E. Does ʹworkfareʹ work? - the Norwegian experience. International Journal ofSocial Welfare 2003; 12:274-88.
8 Deeks J, Dinnes J, DʹAmico R, Sowden A, Sakarovitch C, Song F, et al. Evaluating
non-randomised intervention studies. Health Technol Assess 2003;7(27):1-188.
9 Fischer RL. Job Training as a Means to ʺEnding Welfare as We Know Itʺ: A
Meta-Analysis of U.S. Welfare Employment Program Effects. DAI 1995;
56(July):371-A-372-A.
10 GRADE Working Group 2004, ʺGrading quality of evidence and strength ofrecommendationsʺ, British Medical Journal, vol. 328, pp. 1490-1494.
11 Greenberg D, Shroder M. The digest of social experiments. Washington D.C.: Urban
Institute Press; 2004.
12 Grogger J, et al. Conflicting benefits: trade-offs in welfare reform. Rand. Review 2002;
26(3): 16-23.
13 Gueron JM, Pauly E, Lougy CM. From welfare to work: a Manpower demonstration
research corporate study. New York: Russel Sage Foundation; 1991.
14 Higgins JPT, Green S, editors. Cochrane Handbook for Systematic Reviews ofInterventions 4.2.5 [updated May 2005]. In: The Cochrane Library, Issue 3, 2005.
Chichester, UK: John Wiley & Sons, Ltd.
15 Levitas R. The inclusive society? Social exclusion and New Labour. Hampshire:
Macmillan Press; 1998.
16 Lødemel I, Johannessen A, Buschmann E, Nilsen KL, Velvin G. Nytter det? Erfaringer
fra Tiltaksforsøket 2000-2004. Evaluering av Forsøk med kommunalt ansvar for aktive,arbeidsretta tiltak for langtidsmottakere av sosialhjelp (Does it work? Lessons from thedemonstration research project 2000-2004. Evaluation of municipal responsibility for
active, work-oriented initiatives for long-term welfare recipients: Gruppe for
inkluderende velferd Høgskolen i Oslo; 2004. Delrapport 3.
17 Martin JP. What works among active labour market policies: evidence from OECD43

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

countriesʹ experiences.: Directorate for Education, Employment, Labour and Social
Affairs, Employment, Labour and Social Affairs Committee, OECD; 1998. 35.
18 Michalopoulos C, Schwartz C, Adams-Ciardullo D. National evaluation of
welfare-to-work strategies. What works best for whom: Impacts of 20 welfare-toworkprograms by subgroup.: U.S.Department of Health and Human Services,
Administration for Children and Families, Office of the Assistant Secretary for
Planning and Evaluation, U.S. Department of Education, Office of the Under Secretary,
Office of Vocational and Adult Education; 2000.
19 OECD. Benefit recipiency ratio for the working age population (15-64), 1980-1998[OECD]. [updated 2005]. Available from:http://www.oecd.org/dataoecd/61/28/1875507.xls.
20 Office for National Statistics. Composition of household income [Office for National
Statistics]. [updated 2005]. Available from:http://www.statistics.gov.uk/STATBASE/Expodata/Spreadsheets/D7419.xls.
21 U S Census Bureau. General population and housing characteristics: 1990. [updated
2005]. Available from:http://factfinder.census.gov/servlet/QTTable?_bm=n&_lang=en&qr_name=DEC_1990_STF1_DP1&ds_name=DEC_1990_STF1_&geo_id=01000US.
22 U.S.Census Bureau. SSI, TANF1, and Food Stamp Recipients: 1980 to 1998 [U S Census
Bureau]. [updated 2005]. Available from:www.census.gov/prod/99pubs/99statab/sec12.pdf.
23 Walker,R., Hoggart,L., Hamilton,G., Blank,S. (2006). Making random assignment
happen: Evidence from the UK Employment Retention and Advancement (ERA)
demonstration, Department for Work and Pensions, Research Report No 330.

44

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

図表
表１．レビューに含めた46件のプログラムの一覧

1967年

22,55922,29331 / 56/

従来のAFDCの方法の継続

M

M

U

M

M

U

EP-J

M

従来のAFDCの方法の継続

U

U

M

M

U

U

EP-OT

V

クライアントは、通常のAFDC補助金と、定期的なケース・ワーク・サービス引き続き受けた

U

M

M

M

M

U

EP-V

9

ミシシッピ州

1996年

期限設置実験：TANF手当てに期限を設置する。
RER(責任、就労、資源) 無選
択：例えば子供への精密検
査、学校への出席、親としての能力訓練授業に従う合意
責任
RER選択: 期限の設置と合意
責任の組み合わせ。
訓練・収入群：地域内のスペ
シャル・ケア・ワーカーが支援する仕事
職業オリエンテーション・ク
ラスへの出席と、OJTへの参加に対する支払いの形での支援金の増加M

統制群への処遇

介入の種類

AFDC (Aid to Families with
DependentChildren)Experiment(Wilkinson & Ross 1972;
Wilkinson & Ross 1977)

テキサス州

仕事探しと企業研修、広範な配慮、その他の労働支援、期限の設置。

治療の意図に基づく分析

ACT (Achieving Change for
Texans)(Schexnayder
2003;
Schexnayder et al. 2003)

2,138 / 1,821

脱落バイアスの予防
検出バイアスの予防

1995年

パフォーマンス・バ
イアスの予防デラウェア州割付の隠匿ABC (A Better Chance Welfare
Reform Program)(Fein & Karweit 1997; Fein &Long 1999)

介入

ランダム割付
の生成

場所

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開始年

M= 適格（MET）, U=不明確（UNCLEAR）, N=不適格（NOT MET）, EP=就労に焦点を当てたプログラム（employment-focused）, ED=教育に焦点を当てたプ
ログラム（education-focused）, OT =就労と教育以外のものに焦点を当てたプログラム（other than employment-focused or education-focused）, J=仕事探しが最優
先（job search first）, V=優先するものは様々（varied first activity）
45
9訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

コロラド州

1994年

10,065
10,018CWEP (Community
Experience Program)(Nelson 1984)

ワシントン州のピアースと
スポーカン

1982年

64 / 42Work/

補助金を減額せずに収入を増やす。
新しいケース・マネジメントと規則違反者に対するAFDCよりも重い制裁措置。
高校修了に対する現金での報奨金 $500。
参加者の労働の対価として監督と訓練を提供する契約をしている非営利団体・組織の提供する賃金無しの仕事に就かせる。

46

V

CWEP か ら 除 外 さ れ た
AFDC受給者 (Community
Work Experience Program)

U

U

M

M

U

U

EP-V

M

既存のAFDC

U

U

U

U

U

U

U-U

M

AFDC受給

M

M

M

M

U

U

EP-V

統制群への処遇

介入の種類

CPREP (Colorado Personal
Responsibility
andEmployment Program(Cebulla,
Bouchet,&Greenberg 2005)

治療の意図に基づく分析

ジョブ・スキル・トレーニン
グと奨励金付きの就労

脱落バイアスの予防
検出バイアスの予防3,912 / 4,625

パフォーマンス・バ
イアスの予防アーカンソー州、ケンタッキー州、ニュージ
ャージー州、ニューヨーク州、 1967年
オハイオ州、サ
ウスカロライ
ナ州、テキサス
州

割付の隠匿

介入

場所

ランダムな割付の生成

AFDC
Homemaker-Home
Health Aide Demonstrations(Bell & Orr 1994) (Bell,
Burstein, & Orr 1987)

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開始

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

割付の隠匿

パフォーマンス・バ
イアスの予防脱落バイアスの予防
検出バイアスの予防

治療の意図に基づく分析

CWEP (Community Work
Experience
Program)for
AFDCs)(Friedlander et al. 1986)

ウェスト・バー
ジニア州

1982年

1,845 / 1,834

生活保護手当てを最低賃金
3.35ドルで割った分と同じだ
けの労働を課す労働要件

M

CWEP か ら 除 外 さ れ た
AFDC受給者

U

U

M

M

M

M

EP-J

1995年

2,876 / 2,998(フェニックス : 2,411 /2,467
ナ ヴ ァ ホ :465 /531)

期限付き支援、家族給付金の上限設置、未婚の未成年の親に対する資格制限、10代の親を強制的に仕事に参加させる、厳格なジョブ・サンクシ
ョン、移行期医療支援の延長、移行的育児、100時間ル
ールの撤廃

M

EMPOWER 規 定 を 受 け さ
せない

U

U

M

M

N

U

EP-OT

U

U

U

M

M

M

EP-J

EMPOWER (Employing andMoving People Off Welfare
andEncouraging
Responsibility)(Arizona)(Arizona Worksとも呼ばれる)(Kornfeld et al. 1999)
ESP (Employment Services
Program) / WIN (WorkIncentive Program)(Riccio et al. 1986)
EWEP (Experimental Work
Experience Program)(Friedlander & Long 1987;
Goldman,Friedlander,&Long 1986)(San Diego Job Search andWork
Experience
Demonstrationとも呼ばれる)
FIP(Family
Investment
Program)(Fraker et al. 2002; Fraker et al.
1998)

アリゾナ州

バージニア州

サンディエゴ

アイオワ州

1983年

1982年

1993年

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

介入

統制群への処遇

介入の種類

場所

ランダムな割付の生成

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開始

1,269 / 1,044

13週間の社会事業体験、教育、訓練の後に仕事探しM

地域内の別の場所でも利用可能なサービスを見つけ、参加できる。その制限は2年後に終了。

1,502 / 873

EPP(Employment
Preparation Program: 就 労準備プログラム)、仕事探し対（EWEP）。
仕事探しの後に公的機関か非営利団体で働く要件。

M

通常のWINサービス

M

M

M

M

M

M

EP-J

4,439 / 2,200

収 入 の 否 認 、 PROMISE(Promoting
Independence
and Self-Sufficiency throughEmployment: 就労を通じた自立と自給の促進)の仕事への参加要件 ＋ 家族投資協定

M

改良前AFDCサービスを受
けた

U

U

N

M

M

U

EP-V

47

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

介入

割付の隠匿

パフォーマンス・バ
イアスの予防脱落バイアスの予防
検出バイアスの予防

治療の意図に基づく分析

M

従来のAFDC方針

U

M

M

M

U

M

OT-V

M

教育と訓練プログラムへの参加資格を持つ食料配給券
受給者

M

M

U

M

U

M

H-U

統制群への処遇

介入の種類

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

ランダムな割付の生成場所

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開
始

FTP
(Family
Transition
Program)(Bloom et al. 1997; Bloom et al.
2000)

フロリダ州

1994年

1,405 / 1,410

現金支援に対する24ヶ月間の期限設置、金銭による勤労奨励、サービスと条件の改良（育児支援、ケースマネジメ
ント）

Food Stamp E&T (Education &Training) Program(Puma et al. 1990; Puma &Burstein 1994)

23 州 内 の 53 ヶ
所

1988年

8,467 / 6,710

仕事探し、仕事探し訓練、ワークフェアと体験労働、教育と職業技術訓練

Food Stamp Work Registration
and Job Search Demonstration(Lerman et al. 1986; Cebulla,
Bouchet, & Greenberg 2005)

アリゾナ州、カ
リフォルニア州、コロラド州、コロンビア
特別区、フロリダ州、ケンタッキー州、メイン州、ミシガン
州、ニューメキ
シコ州、ニュー
ヨーク州、オハ
イオ州、テキサス州、バージニ
ア州、ワイオミン グ 州 内 の 21
ヶ所

1981年

9,,669 / 6,757(応募者探しモデル：4,396/ 4,116)(ジョブ・クラブ・モデル：
2,333 / 1,633)(グループ・ジョブ・サーチ:870 /586)(ワークフェ
ア付きのジョブ・クラブ:2,070/ 422)

8つの処遇：(1) 対面による登録モデル、(2) ジョブ・クラブ・モデル、(3) 対 面 に よ る 登 録 ／ ジ ョ
ブ・クラブ、(4) 食料配給券
機関／ジョブ・クラブ、(5) 志 M
望 者 検 索 モ デ ル 、 (6) ジ ョ
ブ・クラブ・モデル、(7) グ
ループでの仕事探し支援モ
デル、(8) ジョブ・クラブ／
ワークフェア・モデル

どの労働条件も設けない

U

M

U

M

N

U

EP-J

698 / 689

教育水準に従って評価および群分け。
第一段階：教育、仕事探し、
育児
第二段階：職業・体験労働

自らの意思で地域内の別のサービスを受けることができた。無給の労働に参加した者もいた。

U

U

N

M

M

M

ED-V

GAIN (Greater Avenues to
Independence)(Riccio et al. 1994; Friedlander,
Riccio, & Freedman 1993)

カリフォルニア州アラメダ

1988年

48

M

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

カリフォルニア州リバーサイド

GAIN (Greater Avenues to
Independence)(Riccio et al. 1994; Friedlander,
Riccio, & Freedman 1993)

カリフォルニア州サンディ
エゴ

GAIN (Greater Avenues to
Independence)(Riccio et al. 1994; Friedlander,
Riccio, & Freedman 1993)

カリフォルニア州トゥーレア

Grant Diversion Project(Freedman et al. 1988)

ニュージャー
ジー州

1988年

1988年

1988年

1984年

3,750 / 2,143

6,234 / 1,799

9,488 / 2,013

2,918 / 1,239

508 / 486

OJT、奨励金付き仕事探し、教育、訓練、政府機関かNPOでの20週のパートタイム無
給労働

49

M

自らの意思で地域内の別のサービスを受けることができた。無給の労働に参加した者もいた。

U

U

N

M

M

M

ED-V

M

自らの意思で地域内の別のサービスを受けることができた。無給の労働に参加した者もいた。

U

U

N

M

M

M

ED-V

M

自らの意思で地域内の別のサービスを受けることができた。無給の労働に参加した者もいた。

U

U

N

M

M

M

EP-V

M

自らの意思で地域内の別のサービスを受けることができた。無給の労働に参加した者もいた。

U

U

N

M

M

M

ED-V

M

自らの意思で地域内の別のサービスを受けることができた。無給の労働に参加した者もいた。

U

U

N

M

M

M

ED-V

V

体験労働、仕事探しなど、
JTPA (job training
partnership act)サービスと、その他のサービスを自らの意思で受ける資格があ
る

U

U

U

U

U

U

EP-V

統制群への処遇

介入の種類

GAIN (Greater Avenues to
Independence)(Riccio et al. 1994; Friedlander,
Riccio, & Freedman 1993)

1989年

治療の意図に基づく分析

カリフォルニア州ロサンゼルス

1,780 / 473

脱落バイアスの予防
検出バイアスの予防

GAIN (Greater Avenues to
Independence)(Riccio et al. 1994; Friedlander,
Riccio, & Freedman 1993)

1988年

パフォーマンス・バ
イアスの予防カリフォルニア州ビュート

教育水準に従って評価および群分け。
第一段階：教育、仕事探し、
育児
第二段階：職業・体験労働
教育水準に従って評価および群分け。
第一段階：教育、仕事探し、
育児
第二段階：職業・体験労働
教育水準に従って評価および群分け。
第一段階：教育、仕事探し、
育児
第二段階：職業・体験労働
教育水準に従って評価および群分け。
第一段階：教育、仕事探し、
育児
第二段階：職業・体験労働
教育水準に従って評価および群分け。
第一段階：教育、仕事探し、
育児
第二段階：職業・体験労働割付の隠匿GAIN (Greater Avenues to
Independence)(Riccio et al. 1994; Friedlander,
Riccio, & Freedman 1993)

介入

ランダムな割
付の生成

場所

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開始

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

3,376 / 3,443(HCD: 1,935/ 1,946)(LFA: 1,441 /
1,497)

オリエンテーションと評価。
就労の妨げがないSsを仕事に就かせた。高卒証書（HSD）
かGEDの無い人たちは
CWEP/基礎教育を受けた。
M
それ以外の人は、職業準備／訓練。教育を受けた後、群１は群２と同じ介入を当てられた（中等教育後教育／職業技術訓練／ジョブ・クラブ）。

従来どおり生活保護受給資格はある。加えて、過去に自分で参加した別の活動への参加を続けていれば、プ
ログラム群の参加者に提供するのと同じ育児支援を受ける資格があった。

U

U

U

M

M

M

ED-U

5,083 / 2,159(統合的手法:2,513)(従来の手法:2,570)

従来のケース・マネジメン
ト・モデルでは、生活保護受給資格と就労プログラム機
能は別々のスタッフによって行われていた
統合的ケース・マネジメン
ト・モデルでは、これら二つの機能が同じスタッフによって行われた。

M

従来どおり生活保護受給資格はある。加えて、過去に自分で参加した別の活動への参加を続けていれば、プ
ログラム群の参加者に提供するのと同じ育児支援を受ける資格があった。

U

U

U

M

M

M

ED-U

M

従来どおり生活保護受給資格はある。加えて、過去に自分で参加した別の活動への参加を続けていれば、プ
ログラム群の参加者に提供するのと同じ育児支援を受ける資格があった。

U

U

U

M

M

M

ED-V

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

2,226 / 2,233

介入

仕事探し、基礎教育、職業訓
練、カレッジ、体験労働、OJT

50

統制群への処遇介入の種類

治療の意図に
基づく分析

1992年

脱落バイアスの予防
検出バイアスの予防ミシガン州デトロイト

1992年

パフォーマンス・バ
イアスの予防JOBS (NEWWS)

オハイオ州コ
ロンバス

1991年

割付の隠匿

JOBS (NEWWS)

ジョージア州
アトランタ

ランダムな割
付の生成

JOBS (Job Opportunities andBasic Skills Training)(Freedman 1995; Hamilton etal. 1997; Freedman et al. 2001;
Freedman 2001; Hamilton etal. 2001; Scrivener & Walter
2002; Freedman 2003;Farrel
2000; Fein 1994; Storto et al.
2000; Fein, Beecroft, &Blomquist 1994; Scrivener et
al. 2003) (National Evaluationof Welfare-to-Work Strategies
やNEWWSとも呼ばれる)場所

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開始

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

JOBS (NEWWS)

ワーク・チョイ
ス・オハイオ（自立への移行とも呼ばれる）

1992年

11,021 / 2,307

仕事探し、基礎教育、職業訓
練、カレッジ、体験労働、OJT

M

JOBS (NEWWS)

オクラホマ州
オクラホマシティ

1991年

4,309 / 4,368

仕事探し、基礎教育、職業訓
練、カレッジ、体験労働、OJT

M

JOBS (NEWWS)

オレゴン州ポ
ートランド

1993年

3,529 / 2,018

仕事探し、基礎教育、職業訓
練、カレッジ、体験労働、OJT

M

51

従来どおり生活保護受給資格はある。加えて、過去に自分で参加した別の活動への参加を続けていれば、プ
ログラム群の参加者に提供するのと同じ育児支援を受ける資格があった。

U

U

U

M

M

M

ED-U

旧方針下を継続し、その他の（職業と関係ない）教育・ U
訓練サービスを受けられる

U

U

M

M

M

ED-U

U

U

U

M

M

M

ED-U

U

U

U

M

M

M

EP-V

統制群への処遇

従来どおり生活保護受給資格はある。加えて、過去に自分で参加した別の活動への参加を続けていれば、プ
ログラム群の参加者に提供するのと同じ育児支援を受ける資格があった。
従来どおり生活保護受給資格はある。加えて、過去に自分で参加した別の活動への参加を続けていれば、プ
ログラム群の参加者に提供するのと同じ育児支援を受ける資格があった。

介入の種類

3,099 / 1,455(HCD: 1,542)(LFA: 1,557)

治療の意図に
基づく分析

1991年

脱落バイアスの予防
検出バイアスの予防ミシガン州グランドラピッズ

パフォーマンス・バ
イアスの予防JOBS (NEWWS)

オリエンテーションと評価。
就労の妨げがないSsを仕事に就かせた。高卒証書（HSD）
かGEDの無い人たちは
CWEP/基礎教育を受けた。
M
それ以外の人は、職業準備／訓練。教育を受けた後、群１は群２と同じ介入を当てられた（中等教育後教育／職業技術訓練／ジョブ・クラブ）。

割付の隠匿

介入

ランダムな割
付の生成

場所

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開始

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

ロサンゼルス

1996年

1,152 / 4,162

JOBS Works!
(Olson, Schexnayder, &O’Shea 1998)

ハワイ州

1989年

1,662 / 1,632

52

U

U

U

M

M

M

ED-U

U

U

M

M

M

M

EP-J

M

Jobs-First Gainの受給を1996年9月11日から1998年10月まで不可能にする。生
活保護と食料配給券の受給資格はそのまま残る

U

U

N

M

M

U

EP-J

M

ハワイ島の定職のある人た
ちと同じ処遇を受けた

M

M

M

M

U

U

EP-J

M

M

統制群への処遇

従来どおり生活保護受給資格はある。加えて、過去に自分で参加した別の活動への参加を続けていれば、プ
ログラム群の参加者に提供するのと同じ育児支援を受ける資格があった。
就労に関する要件は無い。
AFDC。いくつかの就労関連のサービスを受給者に提供するが、Jobs-Firstほど強制的なものではない。

介入の種類

Jobs First Gain
(Freedman, Mitchell, &Navarro 1997; Freedman et al.
2001)

非常に手厚い労働奨励金を含む、そして、受給者には早急な就労を狙いとする就労関連サービスへの参加を要件とする仕事を第一にするという強いメッセージを送る、生活保護の期限に関する予告、オリエンテーション・セッショ
ン、仕事探し支援（ジョブ・クラブ）、基礎教育、職業訓練、無給の体験労働
1. 就労するか、事案が終了す
るか、あるいは適当なjob unitに移るまで、週当たり30時間の仕事探し、2. 仕事に向けた準備のためのセミナー、3. 奨
励金付きの育児、4. 移動費用の返還

治療の意図に基づく分析

2,381 / 2,392

仕事探し、基礎教育、職業訓
練、カレッジ、体験労働、OJT

脱落バイアスの予防
検出バイアス
の予防

1996年

4,980 / 3,342(LFA: 3,384)(HCD: 1,596)

パフォーマンス・バ
イアスの予防コネチカット
州

1991年

割付の隠匿

Jobs First (Bloom et al.
2000;Horwitz & Kerker
2001;Bloom et al. 2002;Hendra,
Michalopoulos, & Bloom 2002)

カリフォルニア州リバーサイド

介入

ランダムな割
付の生成

JOBS (NEWWS)

場所

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開始

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

U

M

M

介入の種類

治療の意図に基づく分析

M

脱落バイアスの予防
検出バイアスの予防

M

パフォーマンス・バ
イアスの予防統制群への処遇

割付の隠匿

16ヶ所：モンタナ州ビュート、
アイオワ州シーダーラピッズ、ジョージア州クーサバリー、テキサス州
コーパスクリスティ、イリノ
イ州ディケーター、インディアナ州フォートウェイン、フロリダ州ハー
トランド、ミシ
シッピ州ジャ
1987年
クソン、ニュー
ジャージー州
ジャージーシティ、コロラド州ラリマーカウンティ、オハイオ州マリオン、カリフォル
ニア州オークランド、ミネソ
タ州ノースウェスト、ネブラスカ州オマハ、
ロードアイランド州プロヴィデンス

介入

ランダムな割付の生成

JTPA (Job Training
Partnership ACT)
(Bloom et al. 1997; Bloom, Orr,
& Gave 1992; Orr & AND
1996; United States General
Accounting Office 1996)

場所

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開
始

総サンプル
(処遇群＋統制群):20,602
教室での訓練群: 7,090
OJT群: 7,412
その他の活動群: 6,100

教室での訓練、OJT、仕事探し支援

平均で68%が
処遇群に割
付られた

53

V

18ヶ月間は何れのサービスを受けることも認めない

M

ED-V

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

割付の隠匿

パフォーマンス・バ
イアスの予防脱落バイアスの予防
検出バイアスの予防

治療の意図に基づく分析

マサチューセッツ州

1978年

290 / 725

13週間、1週当たり3日間の無給体験労働、30 1/3時間規定10と100時間規定も。

M

介入群に割り当てられなかったWIN受給者は、どの介入も受けなかった

U

M

U

M

N

M

EP-O

7,208 / 7,431(MFIP: 5,275)(MFIP 奨励金のみ:
1,933) (統制群1: AFDC:
5,634) (統制群2 AFDC,サービス無
し: 1,797)

勤労者世帯は、さらに多くの手当てを受け続けた。育児費用が、提供者に直接支払われた。教育および訓練への参加要件。公的扶助の簡略化

M

ミネソタAFDC制度提供の手当てとサービスを受けた

U

U

M

M

U

U

EP–O

M

センターでサービスを受ける資格は無いが、他の場所でサービスを探すことはで
きた

U

U

U

U

N

U

EP–V

M

New Hope手当受給資格は
なかった

M

M

M

M

U

U

EP–J

介入

Minnesota Family Investment
Program (MFIP)(Gennetian et al. 2000; Miller etal. 1997; Miller et al. 2002)

ミネソタ州（ダコタ、アノ 1994年
カ、エヌパン）

Minority Female Single Parent
Demonstration(Burghardt et al. 1992;
Zambrowski & Gordon 1993)ジョージア州
アトランタ、カ
リフォルニア州サンホゼ、ロードアイランド州プロヴィ
デンス、ワシントンD.C.

1984年

1,841 / 1,334

早急な職業訓練、読解・数学能力の訓練、実践を通じた職業技能訓練、GED免許を狙う
人向けの補足訓練コース、
ESL研修

New Hope (Wisconsin New
Hope Project)(Bos et al. 1999;Brock et al.
1997)

ウィスコンシン州ミルウォ
ーキー

1994年

678 / 679

収入補足金を受けるための
週30時間の労働要件、健康保
険制度

統制群への処遇

介入の種類

場所

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

ランダムな割付の生成

Massachusetts Work
Experience Program(MASSWEP)(Friedman et al. 1980)

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開始「30+1/3」規定とは、賃金収入の 30 ドルと、30 ドルを引いた残りの額のうち 1/3 を認定免除するという、勤労所得の認定免除を連邦政府が認める条項であり、補助金の計算に考慮される。100 時間規定は、失業中の親がいる家庭（AFDC-U）でも、その父親が月に 100 時間以上働いていたら、AFDC 受給資格に該当しないという規定である。
5410

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

介入

割付の隠匿

パフォーマンス・バ
イアスの予防脱落バイアスの予防
検出バイアスの予防

治療の意図に基づく分析

M

WIN、奨励金無し就労の強化、労働力への直接配置

U

U

U

U

U

M

EP-V

統制群への処遇

介入の種類

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

ランダムな割付の生成

Options Program (Maryland
Employment Initiatives)(Friedlander & Burtless 1994;
Friedlander et al. 1985;Friedlander 1987; Quint et al.
1984)
PEA (Private Employment
Agencies) (Michigan)(Carcagno et al. 1982)
AFDC Job Counsellorsとも呼
ばれる
National Supported Work
Demonstration(Couch 1992; Kemper, Long, &Thornton 1981; Masters 1981;
Masters & Maynard 1981;
Maynard et al. 1981; Maynard
et al. 1979)
New York State Child
Assistance Program (CAP)(Hamilton et al. 1993;
Hamilton et al. 1996; Cebulla,
Bouchet, & Greenberg 2005)場所

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開始

ボルティモア

1982年

1,362 / 1,395

複数の活動から選ぶ。
仕事探し、3ヶ月間の無給体
験労働、教育・訓練、育児サ
ービス

ミシガン州

1976年

2,593 / 1,691

民間の職業紹介所が就労先を見つける支援をした

V

最小限のサービス：仕事紹介を伴うカウンセリング

U

U

U

M

N

U

EP–J

675 / 676

ピア・グループの支援、緻密な管理、段階的強度11による支援的環境のある奨励金付
き仕事。時間の25%は、仕事探し支援と他の補助的支援のために利用可能。

V

Supported Workは受けな
かった

U

U

U

U

U

M

EP–J

4,287 (介入群が50%)奨励金（収入の認定外し）、
育児給付、ケース・マネジメ
ント

V

AFDC

U

U

M

M

M

M

EP-O

複数の場所

1975年

ニューヨーク州（モンロー、1988年
ナイアガラ、サフォーク）

段階的強度 （graduated stress）によって、参加者たちは、徐々に過渡的なプロセスの中で直面する大きな変化に適応できる。この手法は、段階的適応や支援の戦略的利用を通じて成功を図るものである。例えば、参加者を低いレベルの仕事内容からフルタイムと同等時間の仕事（新たな要件）へと移行させていくのに使うことができる。また、就労後に雇用主と新規就労者を強力に支援することによって、参加者をプログラムへの参加から奨励金無しの就労へと映していくためにも使うことができる。
55
11

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

1985年

261 / 268

評価、教育、技術訓練、仕事探し支援、育児、カウンセリ
V
ング、ケース・マネジメント、
その他の支援的サービス

プログラムから何のサービスも受けなかった

U

U

U

U

U

U

OT-V

13,513 / 4,724

仕事探し、ジョブ・クラブ、評価、基礎教育、訓練

M

地域で受けられる別の就労サービスと訓練サービスを
受けた

U

M

M

U

U

U

OT-V

4,024 / 3,318

個々人のケース・マネジメン
ト、ワークショップ、訓練と教育、地域の体験労働、ジョブ・クラブ、働く計画を作成するための支援M

従来のCounty Assistance
Office (CAO)サービスをそのまま受けた

U

U

U

U

U

U

EP-U

補足金を受けられなかった

U

U

M

M

U

U

EP-OT

プログラムのいずれの構成要素も提供されなかった

U

U

M

M

M

U

EP-V

2年間の制限。AFDC受給者
は、特別なサービスも制裁措置も受けなった。

M

M

N

M

M

M

EP-J

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

カナダ（ニュー
ブランズウィ
ックとブリティッシュ・コロ
ンビア）

1992年

2,880 / 2,849

カナダ（ニュー
ブランズウィ
ック）

1994年

293 / 303

サンディエゴ

1995年

1,604 / 1,607

介入

フルタイムの仕事（1週間当たり最低30時間勤務）に就く
V
ために収入支援金の受け取りを終了すれば、最低1年間の月ごとの一時補足金支給
就労計画、レジュメ・サービ
ス、ジョブ・クラブ、ジョブ・ V
コーチング
取扱い件数の飽和化12。
決まった順番のプログラ
ム：（情報と評価、2週間後まで仕事探し、3ヵ月後まで無給労働、教育と訓練）

M

統制群への処遇“取扱い件数の飽和化”（caseload saturation）とは、多くの人を可能な限り長期間、活動に参加させること。
56

介入の種類

フィラデルフィア州

治療の意図に
基づく分析

1990年

脱落バイアスの予防
検出バイアス
の予防

12

フロリダ州

パフォーマンス・バ
イアスの予防Self-Sufficiency Project Plus
(SSP+)(Quets et al. 2001)
SWIM (Saturation Work
Initiative Model)(Friedlander & Hamilton 1993;Friedlander & Hamilton 1996;
Hamilton & Friedlander 1989)

1987年

割付の隠匿

Self-Sufficiency Project (SSP)(Lin et al. 1998; Michalopoulos
et al. 2000)

ニューヨーク州オールバニー

ランダムな割付の生成

New York State
Comprehensive Employment
Opportunities Support Centers
Program (CEOSC)(Cebulla, Bouchet, &Greenberg 2005; Werner et al.
1994)
Project Independence(Florida.s JOBS Program)(Kemple, Friedlander, &Fellerath 1995; Kemple &Haimson 1994)
Pennsylvania Saturation Work
Program (Cebulla, Bouchet, &Greenberg 2005; Hogarth &Martin 1988; Hogarth, Martin,& Nazar 1989)

場所

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開始

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）
パフォーマンス・バ
イアスの予防脱落バイアスの予防
検出バイアスの予防

治療の意図に基づく分析

2,647 / 2,650

職業訓練、就労、ケース・マ
ネジメント、育児、親業支援、M
遵守事項違反に対する金銭的制裁措置。

一般の10代の若者が受けることになっている通常のサービスを受けた

U

U

U

M

M

U

OT-V

2,647 / 2,650

職業訓練、就労、ケース・マ
ネジメント、育児、親業支援、M
遵守事項違反に対する金銭的制裁措置。

一般の10代の若者が受けることになっている通常のサービスを受けた

U

U

U

M

M

U

OT-V

V

職業前訓練、無給の体験労働、あるいはOJTの中からいくつかのサービスを受けられるが、TOPSの一連の活動全てを受けることは出来
なかった。

U

U

M

M

M

U

EP-V

M

社会契約無し

N

U

M

M

N

N

EP-J

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

介入

統制群への処遇

介入の種類

割付の隠匿

Teenage Parent Demonstration(Kisker, Rangarajan, & Boller
1998; Maynard, Nicholson, &Rangarajan 1993)

ニュージャー
ジー州（キャム
デン、ニューア 1988年ーク）、イリノイ州（シカゴ）ニュージャー
ジー州（キャム
デン、ニューア 1988年ーク）、イリノイ州（シカゴ）

ランダムな割付の生成

Teenage Parent Demonstration(Kisker, Rangarajan, & Boller
1998; Maynard, Nicholson, &Rangarajan 1993)

場所

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開始TOPS (Training Opportunities
in the Private Sector program)(Auspos et al. 1988)

メイン州

1983年

297 / 147

WIN実証システム内のプログラム一つ。規定の順序による職業前訓練、無給の体験労
働、OJT。

To Strengthen Michigan
Families(Werner & Kornfeld 1997)

ミシガン州

1992年

9,883 / 9,621

社会契約、奨励金、AFDC適格基準の拡大1,237 / 1,207

仕事探し90日間、勤労の強制（定職かCWEP）。制裁措置。
TANF手当てに24ヶ月の期限 M設置。賃金収入の認定免除。
支援的サービス。

旧AFDC方針へ被験者をランダム割付し、就労に関するサービスを旧JOBSプロ
グラムの下でのみ受けた

M

M

U

M

M

M

EP-J

14,836 / 2,841

働く準備が出来ている参加
者は、仕事探しと少なくとも
週20時間の作業活動に参加した。
働く準備が出来ていない対象者は、最小限の仕事探しを伴う教育と訓練に参加した。

インディアナ州の改正前
AFDCプログラムの方針とサービスを受けた。

U

U

U

U

M

U

O-O

VIEW (Virginia Initiative for
Employment Not Welfare)(Gordon & James-Burdumy
2002; Gordon & Agodini 1999)
Welfare Reform (Indiana
Manpower Placement andComprehensive Training(IMPACT) とも呼ばれる)
Program(Beecroft, Lee, & Long 2003;
Fein et al. 1997; Fein et al.
1998)

バージニア州

インディアナ
州

1983年

1995年

57

M

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

PFP実験群:
1,139
PFP統制群:1,132

SSF: 雇用主との直接接触30
時間を含む最低60時間の仕事探し支援
PFP: 週に20時間から40時間のJOBSプログラムへの参加

58

M

１年のメディケイド。
120ドルとそれを引いた残りの収入の33%を就労後最初の4ヶ月間認定免除； 5ヶ月目から12ヶ月目までは120ドルを認定免除；その後は90ドルを認定免除

U

U

U

M

U

U

EP-J

M

オリエンテーションへの参加、参加しなければ制裁措置を受けることが要件とされる。その後、最低限のWDPサービスだけは受けられる資格を得た。

M

M

M

M

M

M

EP-J

M

SSF要件とPFP要件の免除

M

U

N

M

M

U

EP-J

統制群への処遇

介入の種類

SSF実験
群:1,560
SSF統制群:
1,413

治療の意図に基づく分析

ウィスコンシン州（デーン郡、ドッジ郡、
1996年
ジェファソン郡、ウォーキシャ群）

8,107 / 3,805

脱落バイアスの予防
検出バイアス
の予防1985年

3,271 / 1,110

パフォーマンス・バ
イアスの予防Wisconsin Self-Sufficiency
First (SSF) / Pay for
Performance (PFP) Program(Cancian, Kaplan, & Rothe
2000; Cebulla, Bouchet, &Greenberg 2005)

イリノイ州クック・カウンティー

1994年

現金による支援の後、30ヶ月の賃金付き仕事。
支援金無しの定職を見つけられなかった人に対する最低賃金による社会奉仕的仕事。
労働要件に従わなければ、州が補助金の用途を管理し、請求書支払いに回し、生活保護事務局で頻繁に行われるミーティングへの出席を求めた。また、仕事をするよう仕向け、また仕事に対する報酬として、それなりの奨励金もプログラムに含んでいた。
群1：WDPサービスの全て：
オリエンテーションと仕事
探し、IWEP (Illinois Work
Experience Project)の後、雇用前試用あるいは新たな仕事探し
群2： IWEPを除き、同じ順序の介入を受けた割付の隠匿

Win Demonstration Project(WDP)(Friedlander et al. 1987;Friedlander 1988)

バーモント州

介入

ランダムな割付の生成Welfare Restructuring Project(Bloom, Hendra, &Michalopoulos 2000; Bloom etal. 1998; Bloom et al. 2002;
Hendra & Michalopoulos
1999; Sperber & Bloom 2002)

場所

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開始

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

両親(AFDC-U)
-実験群:
3,056
-統制群: 1,518
1983年

560 / 567

補習教育、仕事探し、奨励金付きの仕事、職業訓練、デイ・ケアを特徴とするWork Experience and
Job Training Program (WEJT) 。
就労していなければ：
Community Work Experience
Programが強制的に必須条件となるM

従来のサービス（主に仕事探し
の活動）

U

U

U

U

U

U

OT-V

実験群は、30ドルの権利放棄証書と収入３分の１の認定免除、100
時間ルールの権利放棄証書を受けた。

V

有効期限、認定免除、100時間
後の無資格、より多くの手当てを含む一般的なAFDCの規定

U

U

M

M

M

U

EP-O

制裁措置付きの強制プログラム
仕事探しが第一で順番は固定。
3ヶ月間の無給労働
育児支援と移動サービス

M

AFDC. 特別なサービスは何も受けなかった

M

M

M

M

M

M

EP-J

介入

59

統制群への処遇

介入の種類

1993年

治療の意図に基づく分析

片親(AFDC-FG)-実験群: 6,569-統制群: 3,317

脱落バイアスの予防
検出バイアスの予防アーカンソー州

538 / 487

パフォーマンス・バ
イアスの予防Work Program(Friedlander et.al 1985;Friedlander & Goldman 1988)

カリフォルニア州（アラメダ、ロサンゼルス、サン
バーナーディノ
郡）

1987年

割付の隠匿

California Work Pays
Demonstration Program (CWPDP)(Beccera et al. 1996; Cebulla,
Bouchet, & Greenberg 2005)

ウィスコンシン
州ロック・カウンティ

ランダムな割
付の生成

Wisconsin Welfare Employment
Experiment(Pawasarat & Quinn 1993; Cebulla,
Bouchet, & Greenberg 2005)

場所

介入群のサ
ンプル／統
制群のサン
プル

任意 (V)か強制か(M)

プログラム／参考文献

研究開始

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表２．レビューから除外した非ランダム化プログラム・参考文献とその説明（16プログラム）
プログラム名／参考文献

デザイン

参加者

Arbeidslinjen (Norway)(Dahl 2003;Pedersen 1998)

PCS

若い物質中毒者と若い社会扶助受
益者

PCS

AFDC受給者と食料配給券受給者

教育・訓練活動への参加、育児支援実施への協力という条件拡大と、生活保護管理の単純化・合理化

PCS

読み書き、計算能力を高めることが必要な、あるいは英会話を学びたい生活保護受給家庭の親

言語に関する授業、職場指示、就労支援

PCS

生活保護手当て受給者

一時就労、特定の体験労働プロジェクト

PCS

AFDCと食料配給券受給者

直接の仕事探し、仕事の準備、職業訓練、仕事とは直接関係しない教育、体験労働、制裁措置、ボラン
ティアへのサーベイ、ケース・マネジメント、支援的サービスの利用増

PCS

相互的社会扶助プログラム内の社会扶助受給者

ウィニペグ市内の短期就労。
給料１ドルにつき社会扶助１ドルを減らす。

PCS

AFDC受給者

PCS

長期失業者

NRS

女性の生活保護クライアント

ASSETS (Avenues to Self-Sufficiency
through Employment and Training)(Werner et al. 1997)
BEGIN (Begin Employment Gain
Independence Now)
(Angelo & March 1997)
Belgian Employment Training Project(Nicaise 2000;Wouters, Van Meensel, &Nicaise 1994)
BOND (Better Opportunities for New
Directions) Demonstration (Texas)(Schexnayder & Olson 1997)
Community Home Service Program /Community Service Worker Program(Canada)(Stevens 1997)
Employment and Training (ET) Program(Massachusetts)(Nightingale et al. 1990)
EZ (Employment Zones), (UK)(Hales et al. 2003)
FIP (Family Investment Program)
Washington(Leigh 1995;Long & Wissoker 1995)

60

介入
6ヶ月から20ヶ月の就労訓練、支援付きの仕事、あるいは奨励金付きの仕事。
ワークフェアへの強制参加

直接の雇用促進、職業訓練、中等後教育、基礎教育／補習教育、集中的評価、支援付き体験労働、多岐に渡る体験労働
個人向け職場説明、仕事探し、正規雇用や自営への早期就労
奨励金、生活保護クライアントの教育と訓練への投資を促す一層の支援サービス。生活保護職員向けに、FIPをよりクライアント志向の環境にするよう設計。

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）
プログラム名／参考文献
FSE (Food Stamp Employment) & PRIDE(Positive Response in Developing
Employment) (Hawaii)(Schexnayder & Olson 1998)
JOBS program (Texas)(King et al. 1994;Schexnayder & Olson
1995)
Jobs Plus(Bloom & Riccio 2002)
NDLP (New Deal for Lone Parents) (UK)(Hales, Lessof, & Roth 2000;Hales et al.
2000;Lessof et al. 2003)
New Deal for Young People(Bourn John 2002;White & Riley 2002)
Utah‘s Single-Parent Employment Demo
Program13(Cebulla, Bouchet, & Greenberg 2005;
Janzen, Taylor, & Weathers 1997)
Work Incentive Program(Schiller et al. 1976;Schiller 1978)

デザイン

参加者

介入

NRS

食料配給券受給者

基礎教育、個々人の仕事探し、仕事探しの技術、職業訓練、体験労働、地域教育・訓練

NRS

AFDC受給者

教育、仕事上の技術訓練と支援サービス

ITS

公営住宅団地の住人

就職に関するサービス、住人の収入をなるべく維持できるようする家賃をベースにした就労奨励、近隣住民同士の仕事に対する支援を促すための活動

NRS

所得補助金を受けている一人親家
庭の親

アドバイザーによる、対象者向けに作成した助言と支援策をセットにしたものの提供

登録データ

長期間仕事に就いていない18歳から24歳の若者

個別アドバイス、行動計画、仕事探し、体験労働、職業訓練、技術訓練

RCTとして開始したが、最終的には非実験的研究として終了

AFDCの片親家庭か、両親はいるが夫婦いずれかが身体障害者の
AFDCの家庭カウンセラーと自立プランの作成。
現金の一時支給か、自立のための活動への強制参加。

生活保護（AFDC）受給者

迅速な企業研修。強制的参加。育児支援、基礎教育、職業訓練、補助金付きOJT、カウンセリング、移動
の支援。

PCS

PCS: 前向きコホート研究（Prospective cohort study）、NRS: 非ランダム化研究（Non-randomised study）、ITS: 断続的時系列研究（Interrupted time series）

13生活保護受給者自身から得た収入データのみ、恐らく甚大な欠陥がある。その結果、評定者は生活保護受給中のケースのみの非実験的比較に制限された。

61

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表３．一致しなかった変数(不一致の可能性があるのは605変数だった。残りの14変数は完全に一致した)変数プログラムの目的
実際に仕事があった参加者の割合
ランダム割付の生成
割付の隠匿
脱落バイアス
平均年齢
介入群１のサンプル・サイズ
統制群のサンプル・サイズ
データ収集を始めた年
教育についての記述
就業に焦点を当てた介入か教育に焦点を当てた介入か
当該地域の失業率
生活保護の受給歴
子供の数
制裁を受けた人の割合
統制群の体験労働への参加
最初からある差の統制について報告しているか
パフォーマンス・バイアス
検出バイアス
治療の意図
最も幼い子供の年齢
データ収集を始めた年
性別を統制したか
アウトカムの種類
教育水準を統制したか
その他のエスニシティの比率
介入群２のサンプル・サイズ
民間の実施機関か公的な実施機関か
カフカスの比率
年齢を統制したか
年齢の記述
男性の割合
アフリカ系アメリカ人の割合
前歴
仕事探しが第一優先か、優先する活動は様々か
介入期間
体験労働の程度（例えば時間数）
民間の資金提供機関か公的な資金提供機関か統制群２のサンプル・サイズ
逆効果
不一致の総数（パーセント）

62

数（パーセント）
6 (11)
6
5 (9)
5
5
5
4
4
3 (5)
3
3
3
3
3
3
3
3
3
2 (4)
2
2
2
2
2
2
2
2
2
2
1 (2)
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
107 (18)

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表４．レビューに含めたプログラムの質のコーディング（58ヶ所）

質の指標14
割付のランダム生成
割付の隠匿
パフォーマンス・バイアスの予防
検出バイアスの予防
脱落バイアスの予防
治療の意図に基づく分析

14

適格
%
19
28
36
84
59
50

N
11
16
21
49
34
29

質の指標については、プロトコルの中で説明している。
63

不明確
%
78
72
47
16
31
48

N
45
42
27
9
18
28

不適格
%
3
0
17
0
10
2

N
2
0
10
0
6
1

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表５．エンドポイントごとの介入の記述

変数
介入の焦点

就労に焦点を当てたもの
n= 46 (63%)

教育に焦点をあてたもの
n =16 (22%)

その他に焦点を当てたもの
n = 9 (12%)

不明確
n= 2 (3%)

優先する活動

仕事探しが最優先n =24 (33%)

優先する活動は様々
n = 20 (27%)

その他
n = 26 (36%)

不明確
n =3 (4%)

制裁措置を受けた人の割合

0.169 (SD: 0.113)

64

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表６．エンドポイント（n = 73）ごとのアウトカムの種類と報告内容

変数
アウトカ
ムの種類

逆効果に
関するア
ウトカム
の報告

州や郡の行
政管理記録
から得たデ
ータ
n = 46
(63%)

行政管理記
録と自己申
告
n = 22(30%)

38件は報告していなかった (95%)

2件が報告
していた
(5%)

ソーシャ
ル・ワーカ
ーによる報
告と自己申
告
n = 9 (12%)

65

自己申告
n = 19
(26%)

行政管理記
録＋ソーシ
ャル・ワー
カーによる
報告＋自己
申告
n = 8 (11%)

不明確
n = 2 (3%)

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表７．記録した全ての連続量の調整変数の記述統計

調整変数

平均

標準偏差

範囲

平均年齢
データ収集を開始した年
男性の割合
白人の割合
黒人の割合
ヒスパニックの割合
その他の人種の割合
当該地域の失業率
制裁措置を受けた人の割合
GEDの保有率
介入期間（月）

31.3
1989
11.3
39.2
42.3
17.4
7.1
6.7
16.9
43.3
25.8

2.97
5.99
16.0
23.9
26.3
18.9
12.2
1.89
11.3
19.1
11.4

18-39
1967 - 1996
0 œ 100
0 œ 980 - 960 œ 77.6
0 œ 882.8 œ 13.3
0.7-39.1
5.7 œ 84
3- 60

66

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表８．連続量の調整変数間のゼロ次相関15

データ収
集 を 開 始 平均年齢
した年
-.34

ヒスパニ その他の男性の割 白人の割 黒人の割
当 該 地 域 GED 保 有
介入期間
ックの割 人種の割
合
合
合
の失業率
率
合
合

制裁措置
を受けた
人の割合

.03

.10

-.29

.16

.23

-.30

.11

.32

.36

データ収集を開始
した年

.32

-.29

.09

.27

.15

.22

-.19

-.04

-.20

平均年齢

.27

-.30

.33

.33

.06

-.00

-.11

-.07

男性の割合

-.63

-.13

.21

-.01

.03

-.09

-.06

白人の割合

-.57

-.62

-.24

.10

-.32

.04

黒人の割合

.59

.23

-.07

.44

.29

.16

.01

.38

-.04

ヒスパニックの割合その他の人種の割
合

-.00

-.01

-.21

当該地域の失業率

-.13

.37

GED 保有率.31

介入期間
制裁措置を受けた人の割合

15

変数が正規分布していなかったためノンパラメトリックな相関を用いた。
67

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表９．連続量の調整変数が就労に与える効果（メタ回帰）

調整変数
データ収集開始年
平均年齢
男性の割合
白人の割合
黒人の割合
ヒスパニックの割合
その他の人種の割合
GEDあるいは高卒証書の保有率
介入期間
制裁措置を受けた人の割合
当該地域の失業率
介入要素の数傾き-0.00135
0.00829*-0.00025-0.00033*-0.00029*
0.000260.00126*-0.00008
0.00099-0.00203*
0.00915*
0.00625

傾きの標準誤差0.00095
0.001560.000220.000160.000140.000170.000350.000170.000360.000380.00160
0.00319下限-0.00321
0.00525-0.00068-0.00063-0.00056-0.00008
0.00058-0.00042
0.00029-0.00277
0.00601
0.00000

上限
0.00051
0.011340.00019-0.00003-0.00002
0.000590.00195
0.000250.00170-0.00129
0.01229
0.01250

残差Q
377.5
302.4
428.9
370.4
385.8
320.9
325.9
350.6
407.3
203.9
358.1
428.4

df
52
52
59
58
59
48
51
56
58
34
60
61

p値
.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000* は、回帰の傾きの95パーセント信頼区間にゼロが含まれないことを意味する。つまり、調整変数がアウトカムに対して統計的に有意な効果を持っているということである。

68

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表10．連続量の調整変数が収入に与える効果

調整変数
データ収集開始年
平均年齢
男性の割合
白人の割合
黒人の割合
ヒスパニックの割合
その他の人種の割合
GEDあるいは高卒証書の保有率
介入期間
制裁措置を受けた人の割合
当該地域の失業率
介入要素の数傾き-0.00265*0.00188-0.00037-0.00055*
0.00062*-0.00064*
0.00003-0.00037*
0.00005-0.00053
0.00308
0.00242傾きの標準誤差0.000760.00132
0.000210.000180.000150.000170.000340.000170.000340.000360.00194
0.00294

下限-0.00415-0.00070-0.00077-0.00091
0.00032-0.00097-0.00073-0.00070-0.00061-0.00124-0.00072-0.0033469

上限-0.001150.004470.00004-0.00019
0.00091-0.00030
0.00060-0.00004
0.00072
0.000180.006890.00819

残差Q
158.6
122.7
175.0
146.8
160.6
98.6
120.5
132.0
163.2
92.2
176.6
170.0

df
61
47
61
59
62
41
42
57
57
38
63
61

p値
.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表11. 連続量の調整変数が生活保護受給額に与える効果

調整変数
データ収集開始年
平均年齢
男性の割合
白人の割合
黒人の割合
ヒスパニックの割合
その他の人種の割合
GEDあるいは高卒証書の保有率
介入期間
制裁措置を受けた人の割合
当該地域の失業率
介入要素の数

傾き0.000450.00013-0.00053*-0.00065*
0.000120.000140.000670.000210.00066-0.00020
0.00009-0.00450

傾きの標準誤差0.000890.001420.000200.000270.000220.000180.000360.000160.000410.000420.002290.00323下限-0.00131-0.00265-0.00092-0.00119-0.00030-0.00021-0.00003-0.00011-0.00014-0.00102-0.00440-0.01084

70

上限
0.002200.00291-0.00014-0.00011
0.00055
0.000490.001380.000530.001460.000630.004570.00184

残差Q
117.4
90.2
110.4
108.8
115.8
105.4
103.2
101.5
95.3
39.5
116.1
115.7

df
42
34
40
38
41
36
35
37
37
23
41
41

p値
.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.01726.00000.00000

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表12．連続量の調整変数が生活保護受給者の割合に与える効果

調整変数
データ収集開始年
平均年齢
男性の割合
白人の割合
黒人の割合
ヒスパニックの割合
その他の人種の割合
GEDあるいは高卒証書の保有率
介入期間
制裁措置を受けた人の割合
当該地域の失業率
介入要素の数傾き-0.00023-0.00619*-0.00239*-0.00004
0.00009-0.00037*-0.00074*-0.00013-0.00114*-0.00108*-0.01061*-0.00395

傾きの標準誤差0.000340.00091
0.000180.000070.00006
0.000110.000380.000120.000270.000260.001510.00161

下限-0.00089-0.00798-0.00274-0.00018-0.00002-0.00058-0.00147-0.00037-0.00167-0.00159-0.01356-0.00710

71

上限0.00042-0.00440-0.00203
0.000100.00020-0.00016-0.00000
0.00012-0.00061-0.00057-0.00766-0.00079

残差Q
581.8
369.5
370.0
216.2
213.4
424.8
433.5
440.9
271.9
287.8
432.3
523.3

df
38
33
35
34
34
30
29
35
33
19
37
37

p値
.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表13．デザインの質に関する調整変数が就労に与える効果
調整変数
ランダム割付*
適格
不明確
不適格
割付の隠匿
適格
不明確
パフォーマンス・バイアス*
適格
不明確
不適格
検出バイアス
適格
不明確
脱落バイアス
適格
不明確
不適格
治療の意図
適格
不明確
不適格

k

リスク率

下限

上限

p

Qw (df)

I2

QB(df)

pB

12
48
2

1.064
1.070
1.031

1.016
1.049
0.890

1.115
1.092
1.194

.008
.000
.686

53.9 (11)336.4 (47)16.0 (1)

79.6
86.0
93.8

26.0 (3)

.000

15
47

1.073
1.066

1.031
1.045

1.118
1.089

.001
.000

82.0 (14)347.4 (46)

82.9
86.8

2.798 (2)

.247

23
30
9

1.055
1.057
1.119

1.018
1.035
1.056

1.094
1.080
1.187

.003
.000
.000

144.9 (22)168.0 (29)73.3 (8)

84.8
82.7
89.1

7.93 (3)

.047

57
6

1.067
1.049

1.047
1.006

1.088
1.093

.000
.025

421.2 (56)
8.8 (5)86.7
43.5

0.559 (1)

.454

38
16
9

1.072
1.064
1.041

1.050
1.024
0.979

1.095
1.106
1.108

.000
.001
.202

253.3 (37)117.1 (15)37.5 (8)

85.4
87.2
78.7

0.817 (2)

.665

30
31
2

1.077
1.055
1.493

1.052
1.028
0.606

1.104
1.082
3.677

.000
.000
.384

207.7 (29)
169.8 (30)25.3 (1)

86.0
82.3
96.0

1.955 (2).376

* は、差が統計的に有意であることを意味する

72

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表14. 質的調整変数が就労に与える効果
調整変数
介入の焦点*
就労
教育
その他
不明確
優先する活動*
仕事探しが第一
優先する活動は多様
その他
不明確
強制
強制的
任意
実務経験
Yes
No
教育
Yes
No
期限設置
Yes
No
奨励金
Yes
No

k

リスク率

下限

上限

P

Qw (df)

I2

QB(df)

pB

41
12
8
2

1.087
1.048
1.026
1.032

1.056
1.024
0.990
1.001

1.119
1.073
1.062
1.063

.000
.000
.156
.042

311.7 (40)40.5 (11)45.7 (7)0.5 (1)

87.2
72.9
84.7
0.0

8.630 (3)

.035

20
19
21
3

1.091
1.094
1.032
0.997

1.058
1.054
1.008
0.922

1.125
1.136
1.057
1.079

.000
.000
.008
.942

109.7 (19)115.1 (18)102.6 (20)
14.7 (2)

82.7
84.4
80.5
86.5

13.1 (3)

.004

48
15

1.061
1.116

1.042
1.039

1.080
1.199

.000
.003

324.1 (47)101.3 (14)

85.5
86.2

1.816 (1)

.178

50
12

1.072
1.047

1.052
0.992

1.093
1.105

.000
.094

333.1 (49)91.9 (11)

85.3
88.0

2.69 (2)

.260

29
34

1.067
1.067

1.039
1.041

1.095
1.093

.000
.000

253.0 (28)174.6 (33)

88.9
81.1

0.0 (1)

1.000

11
52

1.074
1.065

1.013
1.046

1.138
1.085

.017
.000

110.7 (10)316.8 (51)

91.0
83.9

0.066 (1)

.798

18
45

1.072
1.065

1.026
1.044

1.121
1.086

.002
.000

140.4 (17)290.7 (44)

87.9
84.9

0.080 (1)

.777

73

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

調整変数
仕事探し*
Yes
No
スキル・トレーニング
YesNo
育児サービスYesNo
年代1988 年より前
1988 年-1996 年
1996 より後政権*
ジョンソン 2 期目
フォード
レーガン 1 期目
レーガン 2 期目
クリントン
ジョージ・ブッシュ
評定者*
MDRC
Mathematica
Abt Associates
University
Other

k

リスク率

下限

上限

P

Qw (df)

I2

QB(df)

pB

38
25

1.087
1.031

1.064
1.003

1.111
1.060

.000
.028

231.9 (37)147.4 (24)

84.0
83.7

8.628 (1)

.003

24
39

1.056
1.071

1.029
1.046

1.083
1.098

.000
.000

148.2 (23)266.1 (38)

84.5
85.7

0.678 (1)

.410

17
46

1.087
1.059

1.047
1.038

1.129
1.080

.000
.000

83.3 (16)325.2 (45)

80.8
86.2

1.471 (1)

.225

18
41
4

1.075
1.063
1.082

1.031
1.042
0.970

1.120
1.085
1.208

.001
.000
.159

55.3 (17)316.9 (40)59.1 (3)

69.3
87.4
94.9

0.291 (2)

.865

1
3
10
14
15
17

2.408
1.203
1.068
1.080
1.065
1.033

1.685
0.965
1.039
1.026
1.031
1.010

3.442
1.499
1.099
1.138
1.100
1.056

.000
.101
.000
.004
.000
.005

--8.39 82)
9.81 (9)141.4 (13)92.1 (14)94.5 (16)--76.2
8.3
90.8
84.8
83.4

69.61 (7)

.000

37
6
7
9
4

1.092
1.033
1.018
1.021
1.013

1.070
0.979
0.976
0.969
0.923

1.116
1.091
1.061
1.076
1.112

.000
.024
.405
.428
.783

228.9 (36)17.0 (5)21.6 (6)59.1 (8)9.5 (3)

84.3
70.6
72.2
86.5
68.3

14.786 (4)

.005

74

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表15．デザインの質に関する調整変数が収入に与える効果

調整変数
ランダム割付
適格
不明確
不適格
割付の隠匿
適格
不明確
パフォーマンス・バイアス
適格
不明確
不適格
検出バイアス
適格
不適格
脱落バイアス
適格
不明確
不適格
治療の意図
適格
不明確
不適格

k

Hedge の g

下限

上限

p

Qw (df)

I2

QB(df)

pB

13
47
3

0.066
0.044
-0.0010.035
0.031-0.080

0.096
0.057
0.078

.000
.000
.988

34.1 (12)110.9 (46)11.0 (2)

64.8
58.5
81.9

3.01 (2)

.222

15
48

0.056
0.043

0.033
0.028

0.079
0.057

.000
.000

34.5 (14)134.6 (47)

59.4
65.1

0.948 (1)

.330

23
30
10

0.038
0.049
0.054

0.016
0.033
0.030

0.061
0.066
0.078

.001
.000
.000

73.0 (22)72.3 (29)12.0 (9)

69.9
59.9
24.8

0.941 (2)

.625

56
7

0.047
0.040

0.034
0.002

0.060
0.077

.000
.038

160.4 (55)10.0 (6)

65.7
40.0

0.119 (1)

.730

40
17
6

0.056
0.034
0.008

0.043
0.010
-0.039

0.068
0.057
0.054

.000
.006
.741

63.4 (9)53.2 (16)22.0 (5)

38.5
69.9
77.3

5.625 (2)

.060

30
31
2

0.058
0.036
0.004

0.042
0.018
-0.054

0.074
0.054
0.062

.000
.000
.897

63.7 (29)82.9 (30)
5.192 (1)

54.4
63.8
80.7

5.321 (2)

.070

75

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表16．質的調整変数が収入に与える効果

調整変数
介入の焦点

k

Hedge の g

下限

上限

p

Qw (df)

I2

QB(df)

pB

就労
教育

40
13
8
2

0.051
0.053
0.016
0.047

0.034
0.032
-0.015
0.013

0.067
0.075
0.046
0.080

.000
.000
.317
.006

120.3 (39)21.5 (12)18.8 (7)0.254 (1)

67.6
44.1
62.6
0.0

4.507 (3)

.212

20
20
20
3

0.063
0.048
0.031
-0.011

0.040
0.035
0.008
-0.090

0.086
0.061
0.053
0.069

.000
.000
.008
.792

52.9 (19)20.1 (19)64.3 (19)9.9 (2)

64.1
5.3
70.4
79.8

5.927 (3)

.115

47
14

0.044
0.056

0.030
0.027

0.058
0.084

.000
.000

137.6 (46)23.9 (13)

66.6
45.6

0.525 (2)

.769

49
14

0.051
0.029

0.037
0.000

0.064
0.057

.000
.046

120.9 (48)42.9 (13)

60.3
69.7

1.927 (1)

.165

28
35

0.043
0.049

0.025
0.032

0.060
0.066

.000
.000

72.9 (27)97.2 (34)

62.9
65.0

0.231 (1)

.631

11
52

0.026
0.050

-0.006
0.038

0.058
0.062

.116
.000

45.7 (10)104.9 (51)

78.1
51.4

1.899 (1)

.168

18
45

0.047
0.045

0.017
0.033

0.078
0.058

.002
.000

64.6 (17)105.2 (44)

73.7
58.2

0.013 (1)

.910

その他
不明確
優先する活動
仕事探しが第一
優先する活動は多様
その他
不明確
強制
強制的
任意
実務経験
Yes
No
教育
Yes
No
期限設置
Yes
No
奨励金
Yes
No

76

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

調整変数
仕事探し
Yes

k

Hedge の g

下限

上限

p

Qw (df)

I2

QB(df)

pB

39
24

0.051
0.037

0.038
0.015

0.065
0.058

.000
.001

73.5 (38)85.3 (23)

48.3
73.0

1.248 (1)

.264

19
40

0.045
0.044

0.022
0.029

0.069
0.060

.000
.000

51.2 (18)
112.6

64.8
65.4

0.005 (1)

.944

19
44

0.046
0.046

0.021
0.032

0.071
0.060

.000
.000

40.2 (18)129.1 (43)

55.2
66.7

0.000 (1)

.986

24
34
5

0.050
0.049
0.008

0.033
0.031
-0.036

0.067
0.066
0.052

.000
.000
.735

42.3 (23)97.1 (33)
14.7 (4)

45.6
66.0
72.9

3.219 (2).200ジョンソン 2 期目

2

0.124
0.225
0.076
0.063
0.062
0.070

.003
.030
.000
.000
.002
.001

0.725 (1)--9.0 (9)30.1 (14)73.5 (21)43.0 (12)0.000--0.416
53.6
71.4
72.1

.457

1
10
15
22
13

0.026
0.011
0.037
0.020
0.015
0.017

4.672 (5)

フォード

0.075
0.118
0.057
0.041
0.038
0.044

37
5
8
11
2

0.062
0.065
0.004
0.011
0.005

0.050
0.036
-0.031-0.017-0.060

0.074
0.094
0.040
0.039
0.069

.000
.000
.808
.444
.891

50.9 (36)
2.5 (4)23.4 (7)29.1 (10)5.8 (1)

29.3
0.0
70.0
65.6
82.7

20.257 (4)

.000

No
スキル・トレーニング
YesNo
育児サービスYesNo
年代1988 年より前
1988 年-1996 年
1996 より後政権

レーガン 1 期目
レーガン 2 期目
クリントン
ジョージ・ブッシュ
評定者*
MDRC
Mathematica
Abt Associates
University
Other

77

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表17．デザインの質に関する調整変数が生活保護受給に与える効果
調整変数

kHedge の g

下限

上限

p

Qw (df)

I2

QB(df)

pB

9
31
2

0.055
0.052
-0.0140.031
0.034-0.104

0.078
0.070
0.075

.000
.000
.753

10.5 (8)80.4 (30)
4.36 (1)

23.6
62.7
77.1

9.096 (3)

.028

12
30

0.049
0.047

0.033
0.027

0.065
0.067

.000
.000

12.2 (11)87.7 (29)

9.6
66.9

6.377 (2)

.041

20
14
9

0.055
0.040
0.045

0.038
0.011
0.007

0.073
0.068
0.082

.000
.006
.002

31.8 (19)49.6 (13)21.8 (8)

40.4
73.8
63.2

0.948 (2)

.623

40
3

0.047
0.076

0.032
0.020

0.062
0.132

.000
.008

101.5 (39)2.48 (2)

61.6
19.3

0.995 (1)

.319

26
13
4

0.048
0.053
0.030

0.025
0.034
-0.005

0.071
0.072
0.065

.000
.000
.091

77.9 (25)
20.9 (12)5.7 (3)

67.9
42.7
47.6

1.261 (2)

.532

16
26
1

0.027
0.065
0.024

0.003
0.048
-0.005

0.051
0.083
0.052

.003
.000
.0100

44.7 (15)47.3 (25)
---

66.4
47.1
---

9.467 (2).009

ランダム割付*
適格
不明確
不適格
割付の隠匿*
適格
不明確
パフォーマンス・バイアス
適格
不明確
不適格
検出バイアス
適格
不適格
脱落バイアス
適格
不明確
不適格
治療の意図*
適格
不明確
不適格

78

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表18．質的調整変数が生活保護受給に与える効果
調整変数
介入の焦点

k

Hedge の g

下限

上限

p

Qw (df)

I2

QB(df)

pB

就労
教育

30
6

0.053
0.033

0.034
-0.006

0.072
0.073

.000
.095

82.2 (29)
12.5 (5)

64.7
60.1

0.954 (2)

.621

7

0.043

0.021

0.066

.000

9.4 (6)

36.2

14

0.050

0.023

0.077

.000

40.0 (13)67.5

0.677 (3)

.879

15
12
2

0.043
0.057
0.047

0.014
0.036
-0.0780.071
0.078
0.0173

.003
.000
.460

41.3 (14)16.7 (11)2.46 (1)

66.1
34.0
59.4

強制的
任意

30
11

0.041
0.081

0.025
0.041

0.057
0.121

.000
.000

77.0 (29)24.3 (10)

62.4
58.9

3.383 (2)

.184

不明確
実務経験
Yes
No
教育
Yes

2

0.057

0.008

0.107

.024

1.56 (1)

36.0

29

0.050

0.032

0.068

.000

71.8 (28)61.0

0.022 (1)

.882

14

0.047

0.022

0.072

.000

33.8 (13)

61.6

18
25

0.039
0.056

0.019
0.036

0.059
0.076

.000
.000

40.3 (17)62.4 (24)

57.8
61.5

1.363 (1)

.243

12

0.033

0.002

0.065

.036

45.0 (11)75.6

1.250 (1)

.264

31

0.053

0.038

0.069

.000

58.4 (30)

48.7

16
27

0.057
0.045

0.019
0.032

0.095
0.058

.003
.000

65.5 (15)42.2 (26)

76.4
38.3

0.370 (1)

.543

その他
優先する活動
仕事探しが第一
優先する活動は多様
その他
不明確
強制

No
期限設置
Yes
No
奨励金
Yes
No

79

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

調整変数
仕事探し
Yes
No

k

Hedge の g

下限

上限

p

Qw (df)

I2

QB(df)

pB

28
15

0.050
0.047

0.031
0.023

0.068
0.072

.000
.000

70.5 (27)35.2 (14)

61.7
60.3

0.021 (1)

.886

14
29

0.051
0.048

0.020
0.032

0.082
0.065

.001
.000

41.1 (13)64.1 (28)

68.4
66.3

0.018 (1)

.893

15
28

0.059
0.044

0.034
0.027

0.083
0.062

.000
.000

21.7 (14)79.9 (27)

35.6
66.2

0.879 (1)

.348

10
28
5

0.046
0.051
0.037

0.025
0.030
0.001

0.066
0.071
0.074

.000
.000
.045

11.1 (9)84.1 (27)10.1 (4)

18.8
67.9
60.5

0.400 (2)

.819

2
6
14
15
6

0.174
0.055
0.044
0.035
0.048

-0.048
0.030
0.023
0.004
0.022

0.395
0.080
0.065
0.066
0.075

.124
.000
.000
.028
.000

6.82 (1)5.01 (5)25.5 (13)53.4 (14)8.49 (5)

85.3
0.2
49.0
73.8
41.1

2.349 (4)

.672

24
2
7
9
1

0.051
0.062
0.047
0.050
0.004

0.028
0.017
0.016
0.024
-0.028

0.075
0.106
0.077
0.076
0.036

.000
.007
.003
.000
.793

71.9 (23)0.02 (1)
10.1 (6)17.6 (8)
---

68.0
0.0
40.8
54.5
---

7.127 (4).129

スキル・トレーニング
YesNo
育児サービスYesNo
年代1988 年より前
1988 年-1996 年
1996 より後政権
カナダ
レーガン 1 期目
レーガン 2 期目
クリントン
ジョージ・ブッシュ
評定者
MDRC
Mathematica
Abt Associates
University
Other

80

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表19．デザインの質に関する調整変数が生活保護の割合に与える効果
調整変数

kHedge の g

下限

上限

p

Qw (df)

I2

QB(df)

pB

5
32
2

0.961
0.962
0.927

0.907
0.942
0.787

1.018
0.983
1.092

.178
.000
.365

7.79 (4)455.4 (31)6.78 (1)

48.7
93.2
85.3

0.199 (2)

.905

9
30

0.955
0.963

0.917
0.945

0.996
0.983

.031
.000

247.1 (8)269.0 (29)

96.8
89.2

0.130 (1)

.718

15
15
9

0.967
0.987
0.936

0.947
0.946
0.902

0.987
1.030
0.971

.001
.544
.000

158.3 (14)265.9 (14)42.4 (8)

91.2
94.7
81.2

3.653 (2)

.161

34
5

0.959
1.038

0.944
0.951

0.975
1.132

.000
.404

464.1 (33)61.8 (4)

92.9
93.5

3.051 (1)

.081

26
10
3

0.974
0.968
0.852

0.960
0.937
0.834

0.989
1.000
0.869

.001
.051
.000

113.5 (25)175.8 (9)0.60 (2)

78.0
94.9
0.0

114.440 (2)

.000

16
22
1

0.970
0.962
1.084

0.953
0.936
0.920

0.988
0.989
1.278

.001
.007
.336

73.3 (15)390.6 (21)
---

79.5
94.6
---

2.062 (2).357

ランダム割付
適格
不明確
不適格
割付の隠匿
適格
不明確
パフォーマンス・バイアス
適格
不明確
不適格
検出バイアス
適格
不適格
脱落バイアス*
適格
不明確
不適格
治療の意図
適格
不明確
不適格

81

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表20．質的調整変数が生活保護の割合に与える効果
調整変数
介入の焦点*
就労
教育
その他
不明確

k

Hedge の g

下限

上限

p

Qw (df)

I2

QB(df)

pB

28
5
5
1

0.960
0.948
1.037
0.910

0.942
0.925
0.969
0.881

0.978
0.971
1.110
0.941

.000
.000
.298
.000

440.7 (27)1.38 (4)35.4 (4)
---

93.9
0.0
88.7
---

14.172 (3)

.003

13
17
8
1

0.954
0.971
0.955
1.024

0.929
0.947
0.898
0.910

0.979
0.997
1.016
1.152

.000
.029
.145
.694

270.3 (12)127.0 (16)95.8 (7)
---

95.6
87.4
92.7
---

2.090 (3)

.554

28
11

0.965
0.954

0.950
0.908

0.982
1.003

.000
.065

386.3 (27)126.7 (10)

93.0
92.1

0.196 (1)

.658

28
11

0.958
0.971

0.941
0.934

0.976
1.009

.000
.137

392.7 (27)123.9 (10)

93.1
91.9

0.375 (1)

.541

16
23

0.980
0.947

0.958
0.926

1.003
0.969

.086
.000

103.3 (15)414.7 (22)

85.5
94.7

4.239 (1)

.040

4
35

0.938
0.967

0.819
0.953

1.074
0.981

.354
.000

86.4 (3)409.6 (34)

96.5
91.7

0.195 (1)

.659

14
25

0.949
0.967

0.906
0.951

0.994
0.984

.025
.000

146.8 (13)364.8 (24)

91.1
93.4

0.583 (1).445

優先する活動
仕事探しが第一
優先する活動は多様
その他
不明確
強制
強制的
任意
実務経験
Yes
No
教育*
Yes
No
期限設置
Yes
No
奨励金
Yes
No

82

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）
調整変数
仕事探し
Yes

k

Hedge の g

下限

上限

p

Qw (df)

I2

QB(df)

pB

24
15

0.958
0.967

0.940
0.933

0.976
1.002

.000
.066

370.7 (23)157.0 (14)

93.8
91.1

0.230 (1)

.632

13
26

0.996
0.947

0.980
0.926

1.013
0.970

.655
.000

39.9 (12)489.4 (25)

69.9
94.9

12.020 (1)

.001

13
26

0.970
0.961

0.937
0.943

1.003
0.978

.078
.000

63.5 (12)453.7 (25)

81.1
94.5

0.230 (1)

.631

16
19
4

0.974
0.952
0.969

0.946
0.926
0.932

1.002
0.979
1.009

.073
.001
.125

317.8 (15)157.9 (18)17.3 (3)

95.3
88.6
82.6

1.313 (2).519ジョンソン 2 期目

1レーガン 1 期目
レーガン 2 期目

9
13
9
4
2

0.920
0.767
0.908
0.944
0.951
0.941
0.708

1.278
1.075
1.003
0.996
1.007
1.030
0.895

----.063
.025
.144
.491
.000

----222.3 (8)102.7 (12)32.3 (8)12.2 (3)3.96 (1)----96.4
88.3
75.2
75.4
74.7

.024

1

1.084
0.908
0.954
0.970
0.979
0.984
0.796

14.512 (6)

カーター

23
2
3
8
3

0.968
0.981
0.984
1.005
0.910

0.955
0.947
0.954
0.920
0.882

0.982
1.016
1.015
1.098
0.940

.000
.287
.298
.910
.000

208.5 (22)0.02 (1)0.90 (2)189.3 (7)0.02 (2)

89.4
0.0
0.0
96.3
0.0

16.301 (4)

.003

No
スキル・トレーニング*
Yes
No
育児サービスYesNo
年代1988 年より前
1988 年-1996 年
1996 より後政権*

クリントン
ジョージ・ブッシュ
カナダ
評定者*
MDRC
Mathematica
Abt Associates
University
Other

83

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

表14. アウトカムの格付け
GRADE エビデンス・プロファイル
著者：Geir Smedslund
日付:2006 年 6 月 22 日
問い：ワーク・プログラムを生活保護受給者に利用すべきか対象者ないし母集団：働ける可能性のある生活保護受給者
場所：アメリカ、カナダ
系統的レビュー：Smedslund, et al. (2006). Work programmes for welfare recipients. Campbell review....
質の評価
研究数

デザイン

欠点1

一貫性2

介入開始後2年間の就労状況 (追跡２年間の州および郡の行政管理記録)
ランダム化試験
重要な非一貫性10
重大な欠点 (-1)
(-1)3

直接性2
大きな不確実性 (-2)

その他の
考察
無し

知見の要約
効果
相対的効果
絶対的効果
(95% CI)(95% CI)

対象者の数
ワーク・プログラム
14,935 / 29,011(51,5%)

介入開始後2年間の収入状況 (州および郡の行政管理記録：Range: to . Better indicated by: higher scores)
無し
ランダム化試験
重 要 な 非 一 貫 性 大きな不確実性 (-2)
71,41626
重大な欠点 (-1)(-1)4,
介入開始後2年間の生活保護受給状況 (州および郡の行政管理記録 Range: to . Better indicated by: lower scores)
無し
ランダム化試験
重 要 な 非 一 貫 性 大きな不確実性 (-2)
19,0179重大な欠点 (-1)(-1) 5
介入開始後2年間の生活保護受給者の割合 (州および郡の行政管理記録 追跡：2年間)
ランダム化試験
重 要 な 非 一 貫 性 大きな不確実性 (-2)
無し
10重大な欠点 (-1)
12,172 / 27,570(-1)6(44,1%)

質

12,401 /
25,779(48,1%)

RR 1.09(1.03 ~ 1.16)

30/1 000
(~)

☑☐☐☐
非常に低い

59,396-

SMD: 0.04(0.02 ~ 0.07)

☑☐☐☐
非常に低い

21,558-

SMD: 0.05(-0.01 ~ 0.11)

☑☐☐☐
非常に低い

8,030 / 13,061(61,5%)

RR 0.946(0.886 ~ 1.010)

37/1 000
(~)

☑☐☐☐
非常に低い

脚注
１． 研究の19パーセントがランダム割付の方法を記述しており、28パーセントが割付の隠匿方法を記述しており、36パーセントは予定外の介入が同条件であり、研究の59パーセントは参加者の20パーセント以上を脱落により失っていて、研究の50パーセントが治療の意思に基づく分析を行っていた。
２． 対象に含めた研究は全てアメリカとカナダで実施されたものだったという事実により、異なる社会福祉制度を持つ他国に一般化することは不可能である。
３． 有意な異質性があった（Q = 61.478, df=37, p=0.007）。ひとつの研究結果は、理論とは逆向きですらあった。
４． 重大な説明できない異質性がある。I-squared = 91%.
５． 重大な説明できない異質性がある。I-squared = 82%.
６． 重大な説明できない異質性がある。I-squared = 93%.

84

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

図１：見つけ出した全ての抜粋文から、レビュー対象として相応しいランダム化比較試験を選び出すプロセス
見つけ出した抜粋文（n = 8,149）

タイトルおよびアブストラクトから判断して明らかに無関係であるとして除外した抜粋文（n = 7,845）
関連性がありそうな抜粋文の全文を入手（n = 304）

記事全文から判断して明らかに無関係であるとして除外した抜粋文（n = 191）

除外し、その説明を付けた抜粋文（n = 45）
実務経験を含んでいなかった（n = 21）
ランダム化試験ではなかった（n = 23）
複数の理由による（n = 1）

包含基準について詳細に調べた抜粋文（n = 113）→（ランダム化比較試験。条件が増えた影響。体験労働の影響ではない）

レビューの初稿に含めた抜粋文（n =68）

外部レビュー過程の後に新たに含めることになった抜粋文（n = 34）

レビューに含めた抜粋文（n = 102）85

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

図２．データ収集を開始した年（介入が行われた場所

86

n = 58）

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

図３．就労に与える効果87

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

図４．収入に与える効果88

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

図５．生活保護受給額に与える効果

89

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

図６．生活保護受給者の割合に与える効果

90

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

図７．就労についての出版バイアス
リスク率の対数（log risk ratio）とその標準誤差との関係である。白丸は、実際の研究を意味する。黒丸は、データに出版バイアスが存在しなければそこにあることが期待されるとして補完された架空の研究である。

91

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

図８．収入についての出版バイアス
Hedgeのgとその標準誤差を示したファンネル・プロットである。白丸は、実際の研究を意味する。黒丸は、データに出版バイアスが存在しなければそこにあることが期待されるとして補完された架空の研究である。

92

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

図９．生活保護受給額についての出版バイアス
Hedgeのgとその標準誤差を示したファンネル・プロットである。白丸は、実際の研究を意味する。黒丸は、データに出版バイアスが存在しなければそこにあることが期待されるとして補完された架空の研究である。

93

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

図１０．生活保護受給者の割合についての出版バイアス
リスク率の対数とその標準誤差を示したファンネル・プロットである。白丸は、実際の研究を意味する。黒丸は、データに出版バイアスが存在しなければそこにあることが期待されるとして補完された架空の研究である。

94

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

付録A：検索方策の詳細
以下は、Sociological Abstractsを検索するために我々が用いた検索方策である。
1 Social Security/
2 Social Welfare/
3 Social Support/
4 Benefits/
5 Welfare Services/
6 Welfare Recipients/
7 Financial Support/
8 (social adj1 assistance$).tw.
9 (social adj1 securit$).tw.
10 (social adj1 welfare).tw.
11 (social adj1 allowance$).tw.
12 (insurance$ adj1 benefit$).tw.
13 (social adj1 benefit$).tw.
14 (welfare adj1 benefit$).tw.
15 (welfare adj1 payment$).tw.
16 (welfare adj1 recipient$).tw.
17 (welfare adj1 support$).tw.
18 (economic adj1 support$).tw.
19 (public adj1 assistance$).tw.
20 (public adj1 support$).tw.
21 (financial adj1 support$).tw.
22 (welfare adj1 service$).tw.
23 (direct$ adj1 payment$).tw.
24 TANF.tw.
25 AFDC.tw.
26 temporary assistance to needy families.tw.
27 aid to families with dependent children.tw.
28 eitc.tw.
29 earned income tax credit.tw.
30 food stamps.tw.
31 (general adj1 assistance).tw.
32 (cash adj1 assistance).tw.
33 (income adj1 assistance).tw.
34 wic.tw.
35 (special supplemental food program for women infants and children).tw.
36 or/1-35
37 Vocational Rehabilitation/
38 Workfare/
39 Employee Assistance Programs/
40 Job Training/
41 Employability/95

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

42 (vocation$ adj1 rehab$).tw.
43 (occupation$ adj1 rehab$).tw.
44 employability.tw.
45 (subsidi?ed adj1 employment).tw.
46 (employ$ adj1 incentive$).tw.
47 (employ$ adj1 program$).tw.
48 (employ$ adj1 scheme$).tw.
49 (employ$ adj1 training).tw.
50 (support$ adj1 employ$).tw.
51 (employ$ adj1 rehab$).tw.
52 (target$ adj1 employ$).tw.
53 (subsidi?ed adj1 job$).tw.
54 (job$ adj1 incentive$).tw.
55 (job$ adj1 program$).tw.
56 (job$ adj1 scheme$).tw.
57 (job$ adj1 training).tw.
58 (job$ adj1 creation$).tw.
59 (support$ adj1 job$).tw.
60 (job$ adj1 rehab$).tw.
61 (job$ adj1 search$).tw.
62 (job$ adj1 applicat$).tw.
63 (subsidi?ed adj1 work).tw.
64 (work$ adj1 incentive$).tw.
65 (work adj1 program$).tw.
66 (work adj1 scheme$).tw.
67 (work adj1 training).tw.
68 (support$ adj1 work$).tw.
69 (work$ adj1 rehab$).tw.
70 (work adj1 approach$).tw.
71 (work$ adj1 relief).tw.
72 (training adj1 program$).tw.
73 human capital development.tw.
74 hcd.tw.
75 WIN.tw.
76 JOBS.tw.
77 (job opportunity and basic skills program).tw.
78 (employment adj1 initiative$).tw.
79 (employment adj1 experience$).tw.
80 (employment adj1 experiment$).tw.
81 (work$ adj1 initiative$).tw.
82 (work$ adj1 experience$).tw.
83 (work$ adj1 experiment$).tw.
84 (GAIN adj1 program$).tw.
96

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

85 (independence$ adj1 program$).tw.
86 (independence$ adj1 demonstration$).tw.
87 FTP.tw.
88 family transition program$.tw.
89 FIP.tw.
90 family investment program$.tw.
91 (welfare adj1 restructuring).tw.
92 (welfare adj1 reform).tw.
93 (ABC adj1 program$).tw.
94 (better chance adj1 independence program$).tw.
95 or/37-94
96 36 and 95
97 welfare to work.tw.
98 workfare$.tw. 99 or/96-98

97

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

付録B：包含フォームとデータ抽出フォーム
注：はっきりしない場合には、どこでデータを見つけたかを示すこと（ページ、表番号など）

ランダム化研究の評価とデータ抽出（2006年4月3日）
この報告書のRefMan ID：＿＿＿＿＿＿＿
この報告書のSRS ID：＿＿＿＿＿＿＿
レビューワ（３文字）:________フォームを完成させた日:_______________

出版／研究（１つの研究について複数回出版されることもある。また、１回の出版につき複数の研究の結果を報告することもある）

研究識別子：（研究名、場所）（例：GAIN、マイアミ）＿＿＿＿＿＿＿＿＿
出版形態：
報告書□１

雑誌論文□２本□３本の一部の章□４

学位論文□５

会議□６

その他□７

出版年：□□□□
データを収集した最初の年：□□□□年

データを収集した最後の年：□□□□年

研究が実施された国 ：＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿
研究デザインの種類（フローチャートを使うこと）
ランダム化比較試験
クラスタ・ランダム化試験
準ランダム化試験

□１
□２
□３

試験の質
割付のランダム生成
適格□１（この方法によってできた順番は予測不可能である（コンピュータ生成による乱数、乱数
表、くじや封筒の抽選、コイントス、カードのシャッフル、サイコロ振りなどを使ったことが明確に述べられている））
98

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

不明確□２（ランダム化したということがあいまいに述べられてはいるものの、割付順序の生成方法が記述されていない）

不適格□３（ランダム化されていないことがはっきりと述べられている。あるいは、割付順序の生成が不適当であることが明確に記述されている（例：ケースの記録番号、交互、応募日、出生日を使用している））

割付の隠匿
適格

□１（参加者と調査者が割付を予測できない。例えば、試験を行う場所から離れた場所での中心地ランダム化の実施、連番を付け密封した不透明の包みを使うなど）不明確□２（ランダム化していることをあいまいな形で言及してはいるものの、割付順序の隠匿については記述していない）

不適格□３（割付の隠匿を行っていないことが明確に記述されている。あるいは、参加者か調査者が将来の割付を予測することができる（例：割付スケジュールが誰でも見られる、包みに封がされていない、あるいは透明な包みを使っている））

パフォーマンス・バイアス
適格□１（既存の介入以外の介入を避けている、あるいは比較する群全てで同じように使用している）

不明確□２（働くための生活保護プログラム以外の介入を使用しているが、それが報告されておらず、調査者との接触によっても確認できない）

不適格□３（働くための生活保護プログラム以外の介入の使い方が比較する群全てで異なっている。
すなわち、調査対象の介入以外にも、参加者が受ける処遇が群によって異なっている）

検出バイアス
適格□１（アウトカム尺度の収集時に、その人がどの処遇に割付られたか評定者が関知していない。
アウトカムが質問紙のデータや登録データであれば適格とする）

不明確□２（評定者へのブラインディングが報告されておらず、調査者との接触によっても確認でき
ない）

不適格

□３（アウトカム尺度収集時に、その人がどの処遇に割付られたか評定者が気付いている）

脱落バイアス
適格□１（追跡による脱落数が 20%以下で、比較する群すべてでその数が均等である（追跡による脱落の総数の割合は、脱落の最も多い群で 60%以下））

不明確
不適格

□２（追跡による脱落数が報告されていない）□３（追跡による脱落数が 20%より多いか、比較する群すべてで脱落数が均等ではない）

治療の意図
適格

□１（治療の意図に基づく分析を行っているか、提示されているデータによって行うことができる）
99

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）
不明確
不適格□２（治療の意図が報告されておらず、調査者と接触しても確認できない）□３（治療の意図に基づく分析は行っておらず、レビューワが独自に計算することもできない）

参加者（全ての群についてのデータを使うこと。報告されていなければ、介入群のデータを使うこと）
年齢データ
年齢は報告されていなかった

サブグループについてのみデータが報告されていたら、エクセル・ファイルの「2 群を統合
（ combine two groups ）」 か 「 3 群 を 統 合（combine three groups）」を使うこと

□

全ての群
平均年齢
標準偏差
年齢の中央値
年齢データの記述：

性別
性別は報告されていなかった全ての群全体での男性の割合……..

□□□（整数で表すようにまるめを行う）

人種□

人種は報告されていなかった＜全群まとめて＞□□（整数で表すようにまるめる）
アフリカ系アメリカ人の割合…………….. □□（整数で表すようにまるめる）
ヒスパニックの割合……………………….. □□（整数で表すようにまるめる）
その他の人種の割合……………………….. □□（整数で表すようにまるめる）

白人（白色人種）の割合…………………..

教育水準データ
教育水準については報告されていなかった

□

全グループ
GED あるいは高卒証
100

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）
書保有率
平均教育年数
教育年数標準偏差教育年数中央値
教育水準データについての記述：:

子供の数

□，□
Percent

当該地域の失業率：□□（http://data.bls.gov/PDQ/outside.jsp?survey=la にジャンプし、国、市あるいは州を検索し、研究実施年についての平均失業率を記入すること）

介入
介入について記述された表／図／ページ：＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿＿
介入の簡単な説明：________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
就労に焦点を当てているか、教育に焦点を当てているか（どれか一つにチェックすること）
就労に焦点を当てている□１

教育に焦点を当てている□２

その他□３

不明確□４

仕事探しを最優先しているか、最優先の活動は様々か（どれか一つにチェックすること）
仕事探しが第一□１

最優先の活動は様々□２

その他□３

不明確□４

強制
強制的なプログラム□１

任意のプログラム□２

不明確□３

介入の構成要素（当てはまるもの全てにチェックすること）
体験労働□

仕事探しの支援□

期限設置□

奨励金□

ジョブ・クラブ□

育児支援□

送迎サービス□
教育□
その他（記入すること）___________________________________________________________________

介入期間（介入群と統制群がそれぞれの条件を与えられていた期間）_____________________________________________________________________________________________________________________________
101

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）

参加
Percent

何らかの活動への参加□□,□

ジョブ・クラブへの参加□□,□

仕事探しへの参加□□,□

教育・訓練への参加□□,□

体験労働への参加□□,□

職業訓練への参加

Percent

Percent

Percent

Percent

Percent□□,□
Percent

制裁措置を受けた人の割合：□□（整数だけになるよう、まるめを行うこと）

報告無し □

統制群の簡単な説明：___________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________

アウトカム
結果の報告がなされていた表／図／ページ：___________________________________

ベースライン時点でのサンプル・サイズ
介入群１のサンプル・サイズ
介入群２のサンプル・サイズ
介入群３のサンプル・サイズ
統制群１のサンプル・サイズ
統制群２のサンプル・サイズ
統制群３のサンプル・サイズ□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□

アウトカムの種類：
登録データ□１

ソーシャル・ワーカーによる報告□２

逆効果を示したアウトカムが報告されていたか

YES□1

自己申告□３NO□0

逆効果を示したアウトカムの記述：____________________________________________________________
102

訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）
比較 _____________________________vs.__________________________________
アウトカム
尺度

追跡時点

群１
イベント
／総数

群２
イベント／
総数

群１
平均(標準
偏差)／中
央値(１)

群２
平均(標準
偏差)／中
央値(１)

要約統計
量(２)
補正有無

比較 _____________________________vs.__________________________________
アウトカム 追跡時点
群１
群２
群１
群２
要約統計
尺度
イベント イベント／ 平 均 ( 標 準 平 均 ( 標 準 量(２)／総数
総数
偏 差 ) ／ 中 偏 差 ) ／ 中 補正有無
央値(１)
央値(１)

103

信頼区間

P値

コメント (3)

処遇群に
有 利 か
(TX)、統制
群に有利
か(C)

信頼区間

P値

コメント (3)

処遇群に
有 利 か
(TX)、統制群に有利か(C)訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）
比較 _____________________________vs.__________________________________
アウトカム 追跡時点
群１
群２
群１
群２
要約統計
尺度
イベント イベント／ 平 均 ( 標 準 平 均 ( 標 準 量(２)／総数
総数
偏 差 ) ／ 中 偏 差 ) ／ 中 補正有無
央値(１)
央値(１)

比較 _____________________________vs.__________________________________
アウトカム 追跡時点
群１
群２
群１
群２
要約統計
尺度
イベント イベント／ 平 均 ( 標 準 平 均 ( 標 準 量(２)／総数
総数
偏 差 ) ／ 中 偏 差 ) ／ 中 補正有無
央値(１)
央値(１)

104

信頼区間

P値

コメント (3)

処遇群に
有 利 か
(TX)、統制
群に有利
か(C)

信頼区間

P値

コメント (3)

処遇群に
有 利 か
(TX)、統制群に有利か(C)訳：尾山滋（元静岡県立大学大学院）
比較 _____________________________vs.__________________________________
アウトカム 追跡時点
群１
群２
群１
群２
要約統計
尺度
イベント イベント／ 平 均 ( 標 準 平 均 ( 標 準 量(２)／総数
総数
偏 差 ) ／ 中 偏 差 ) ／ 中 補正有無
央値(１)
央値(１)

信頼区間

P値

コメント (3)

処遇群に
有 利 か
(TX)、統制
群に有利か(C)(1) SE が使われていたか、他の尺度が使われていたかを記す。
(2) 何の要約統計量が使われていたかを記す。分析で補正がなされていたかどうかを記す、補正がなされていたなら、どの変数に対する補正だったかを記す。
(3) 統計分析の方法を記す。

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