訳：二艘木亮次・藤野京子(早稲田大学)

非拘禁雇用プログラムについての系統的レ
ビュー: 前科者の再犯率への影響
キャンベル共同計画調査レビュー
Christy A. Visher (main contact)
Principal Research Associate
Urban Institute2100 M St. NW
Washington, DC 20037
Email: cvisher@ui.urban.org
Laura Winterfield
Senior Research Associate
Urban Institute2100 M St. NW
Washington, DC 20037
Email: lwinterf@ui.urban.org
Mark B. Coggeshall
Research Associate
Urban Institute2100 M St. NW
Washington, DC 20037
Email: mcoggesh@ui.urban.org
Review Inaugural Publication Date: February 2006
このレビューの引用に当たっては、以下のように表記されたい。
Visher, Christy A., Laura Winterfield,, and Mark Coggeshall. “SYSTEMATIC REVIEW OFNON-CUSTODIAL EMPLOYMENT PROGRAMS: IMPACT ON RECIDIVISM RATES OF
EX-OFFENDERS. In: The Campbell Collaboration Reviews of Intervention and Policy
Evaluations (C2-RIPE), February, 2006. Philadelphia, PA: Campbell Collaboration.

資金援助： スミス・リチャードソン基金 、キャンベル共同計画刑事司法グループ

要旨
背景
過去 25 年に渡って、犯歴を有する者に対する雇用増加のために計画された多くのプログラムが、実施・評価されてきた。これらのプログラムは、暗示的に、中には明示的なものものあるが、再犯を減少させることを意図したものであった。Wilson et al.(1999,
2000)は、矯正施設収容下の者に対する教育的、職業的、作業のプログラムについての33 の評価研究に関して、量的統合を行った。しかし、犯歴を最近有した者に対する非拘禁雇用サービスプログラムの評価研究については、これまで、系統的にレビューされてこなかった。
目的
以前施設収容されていた者（すなわち、最近釈放された者）に対する就労訓練及び／または就職斡旋を通して雇用を増やそうと計画されたプログラムの効果を評価することで、彼らの雇用の改善と再犯の減少を目指すものである。
調査方略
第一著者による文献レビューの調査は、1970 年以降に実施された無作為割り当て研究を確認するため、Campbell SPECTR データベースに加えて、9 の電子データベースの系
統的調査によって広げられた。その分野の専門家は助言を求められ、関係する引用文は追跡調査された。
選択基準
最近釈放された者に対する雇用サービス介入を調査するという本レビューの本来の目的に基づいた研究を選択したところ、分析のために十分な数の研究がなかった。そこで、本レビューで取り上げる選択基準は、逮捕された、有罪判決を受けた、犯罪関連で拘禁されていた、のいずれかの者に対する職業訓練、就職斡旋、またはその両方を行うことの効果を検証した研究を含むよう、広げられた。成人、ないし、青年期後期（16~17歳）と成人が含まれた無作為割り当て研究を対象とした。処遇群や対照群に前科者以外が含まれている場合には、それらの結果が、前科者に対する者とは別に報告されている必要があった。
データ収集と分析基準に合致した 8 研究について、まず、記述的に報告した。これらの研究には、刑事司法機関に係属した 6000 人以上の青年期後期（16～17 歳）の若者と成人が含まれている。
2 研究においては、2 つの独立した効果の大きさが得られ、総計、8 研究で、10 の効果の大きさが得られた。結果の測定には、追跡期間（概して 12 ヶ月）中の逮捕を用いた。

2

①逮捕測定に関して 1/0 変数と連続変数を合わせたもの、②対数オッズ比（LOR）で計算された効果の大きさ、③標本を有罪判決の有無で分割した場合、の 3 分析を行った。
主な結果
分析の結果、前科者に対する雇用に焦点化した介入が再犯率を減少させていないことが示されたが、無作為割り当て研究においては、雇用プログラムの種類、プログラムへの参加者の種類、の双方が、非常に多様であった。したがって、本レビューの結果は、釈放後に雇用プログラムに参加した受刑者に一般化すべきではない。また、これらの研究のほとんどは古く、平均的な調査対象者は 2000 年代初期のアメリカの刑務所から釈放された者ではなかった。
レヴューワの結論
無作為割り当て研究を使用して、以前受刑していた者に対する雇用に焦点化した介入の効果の測定を試みたが、その効果を適切に評価することはできなかったと結論付ける。
釈放者に限定せず、犯歴を持つ者を含むよう選択基準を広げた後、同定できた研究は 8であったが、大半が 10 年以上も前のものであった。8 研究においては、概して、その参加者の再逮捕率に有意な効果が認められなかった。現在、前科者に対して雇用に焦点化した多くの介入が実施されている。特定の種類の前科者に対する雇用関連のサービスの最も効果的な組合せについて、しっかりと評価を行っていくことが、政策立案者を方向付けるのに必要である。

3

非拘禁雇用プログラムにおける系統的レビュー
前科者の再犯率への影響

背景
重大犯を含めて多くの犯罪者が雇用経験を持っている。報告によると、州の施設の被収容者の 3/4 が収容直前、職を持っており、彼らの半数以上がフルタイムで雇用されている（Lynch and Sabol 2001）。これまでの研究では、合法的な職に就くことが、刑務所からの釈放後の再犯の機会を減少させること、高賃金（あるいは高い質）の職に就いている者における再犯率が低いこと、が示されてきた（Sampson and Laub1997; Harer
1994;Uggen 1999）。また、刑事司法諸機関によって犯罪者とラベリングされること（例えば、逮捕されること）は、それまでの犯罪の関与の期間や深刻さを統制しても、その後の就労の安定化にマイナスの影響を及ぼすことを示唆する研究エビデンスもある（Bushway 1998）。
被収容期間は、スキルを身につけ、将来の就労するための準備を行う好機とみなされう
るかもしれないが、評価文献の中には、刑務所内の職業訓練プログラムの有効性を支持しないものもある(Bushway and Reuter 1997; Gaes et al. 1999; Wilson et al. 1999; 2000)。加えて、収容期間の長期化は、釈放後の合法的な雇用の機会を導く社会的接触を弱めることにつながるかもしれない(Western et al. 2001; Hagan and Dinovitzer 1999)。つまり、施設収容に伴うスティグマ、最近の職務経験の欠如、求職及び一旦就いた職を維持するのに必要な就労スキルの低下など、釈放された求職者には多くの障壁が存在する(Western
et al. 2001; Sampson and Laub 1997)。
驚くことではないが、1980 年代後半から 1990 年代に生じた刑務所人口の急増によって、現在、刑務所から多くの者が釈放されるに至っている。犯歴を持つことは、多種にわたる合法的な雇用に対して実質的な障害となっており、これらの障害は、長期化した受刑期間を経た求職者に対して、さらに輪をかけることになっている。今や釈放者数がかな
りの数にのぼっているので、政策立案者は、元受刑者の雇用可能性を改善する必要に迫られている。
受刑していた者の将来の雇用可能性を増し、そうすることで再犯率を減少させようと計画された多くのプログラムが、20 年間、実行・評価されてきた。Wilson ら（1999,
2000）は、矯正施設内での個人に対する教育的、職業的、作業のプログラムについての33 の評価研究に関して、量的統合を行っている。しかし、最近、犯歴を有した者に対する非拘禁下の雇用プログラムの評価文献は、これまで、系統的にレビューされてこなかった。
そこで、本レビューで解明すべき第一は、「前科者1のその後の犯罪行動に対して、非拘禁雇用サービス介入の効果は如何？」である。本レビューでは、最近まで受刑してい1

著者らは、前科者（ex-offender）という語が理想的ではなく、この分野の専門家の多くが、その使用をやめていることを認識している。しかし、本レビューでは、研究対象となった研究における専門用語との一貫性を保たせるために、この語を使用することとした。

4

た者における再犯率に対する雇用プログラムの有効性を検証した既存の実証的エビデンスを調査する。実験デザインによってもたらされた効果でないことが重要なので、本レビューでは、調査対象を無作為割り当て研究に限ることとした2。

レビューの目的
系統的レビューの目的は、元受刑者に対する雇用プログラムの再犯に関する効果について、既存の評価を文献研究することであった。雇用と再犯に関する調査について多くの批判的な文献レビューが発表されてきたものの、プログラム評価について系統的なメタ分析はなされてこなかった。雇用に焦点化した介入が最近まで受刑していた者の再犯の減少に寄与するかどうかは、政策的なにも実務的にも興味のあることであり、広範な調査も実施されてきていることから、利用可能な文献を系統的にレビューすることは価値があると思われる。

方法論
適格性の基準
研究の種類
当初のレビューでは、実験的、準実験的評価研究の両方を含めていたが、ここでは、実験条件のもののみを分析した結果を提示する。1 つ以上の処遇群と、1 つ以上の対照群を含むことが、本レビューの研究対象になるための要件であった。
参加者の種類本レビューの目的に合致するよう、処遇群と対照群の両方の少なくとも一部の者が、その研究に参加する以前に、逮捕歴、有罪判決歴、受刑歴のいずれかを有すること、すな
わち、前科者を含んでいることを要件とした。もし、処遇群と対照群のどちらかが、前科のない参加者をも含んでいる場合、効果の大きさが、前科者のみでコード化できるよう報告されている必要があった。本レビューでは、（それぞれの研究が実施された管轄区の定義による）成人、または、青年期後期（17 歳）と成人を合わせた研究が、レビ
ューの対象になった3。関連研究を見落とすことを避けるため、最初は、適格性の要件を広めに定め、参加者が最近まで受刑していた研究を選び出すよう計画した。
対照群が処遇に対する適格性の要件に合致しない者を含む研究は、除外された。対照群
は、「通常どおりの処遇」を受けているか、あるいは、「処遇なし」である場合とした。
2

このトピックについての文献が多いこと、及び、未だ系統的ではないものの多くの批判的レビューがあることから、この最初のレビューでは、無作為割り当て研究にのみ、焦点を当てることとした。今後の分析においては、準実験的な研究を含み、これら 2 群間のメタ分析的結果を比較することもあろう。新
たな準実験的な研究に関しては、考察のところで若干記載している。
3
この要件に対して、１つの例外を認めた。すなわち、標本に数名の 16 歳を含んでいた研究 The Job
Corps(Schochet et al.2001)を含めた。

5

対照群の対象者とは、ウェイティングリストの中から、ないし、「通常どおりの処遇」
を受けている者から選ばれた。処遇群が自発的に介入を受けることを申し出る者である
場合には、対照群も志願者から構成されている必要があった。
介入の種類
本レビューの研究対象となるためには、ある処遇が、非拘禁下（すなわち、刑務所や留置所におけるものではない）で行われたものである必要がある。ハーフウエイ・ハウス、
グループ・ホーム、ないし、それと同種の施設で行われた処遇についての研究は、伝統的なワーク・リリースプログラムとされているので、研究対象としての適格性を有するとされた。処遇群と対照群の双方で居住条件が同じ場合、そのプログラムが居住型であっても非居住型であっても構わないこととした。処遇プログラムは、職業斡旋ないし職業訓練の要素を含んでいる必要はあるが、生活スキル訓練、再教育、社会サービス援助などのように、他の構成要素も含んでいても構わないこととした。複数のサービスが提供された場合、全ての構成要素（すなわち、雇用、非雇用の双方の構成要素）がコード
化された。
結果の測定
介入開始以降の犯罪行動に関するなんらかの測定が、処遇群、対照群双方の参加者について報告されている必要がある。犯罪行動の測定は、公式のもの（すなわち、逮捕、有罪判決、遵守事項違反）、自己申告のいずれでもよく、1/0 データ、連続変数のいずれでもよいことにした。研究の中には、介入後の雇用状態がコード化できるものもあったが、メタ分析のために使用可能な雇用に関するデータは非常に限定されていた4。
言語と時間枠
本レビューでは、英語で書かれた研究報告のみを含んでいる。上記の適格性を有する他言語で書かれた研究がどれほどあるかはわからない。犯罪性の減少において就労の役割を理解することへの興味が 20 年前くらいから低下してきていること、経済環境の変化がプログラムの有効性に与えている潜在的な影響に興味があること、から、研究対象は、その研究対象者の少なくとも一部が 1964 年以降に処遇を受けていること、その研究が1970 年以降に終了したもの、に限定した。

研究対象を同定するための検索方略
非常に目にしやすい専門誌に掲載された研究は、「効果がある」と報告される傾向があり、それのみをもって信頼することはできなかったので、以下の検索様式使用した。
4

研究の中には、雇用に関する結果（例えば、雇用状態、就労した週数、合法的な稼ぎの合計金額）のデータを収集しているものもあった。しかし、メタ分析を行うことができるように、犯歴を有する下位集団について比較可能な雇用測定を報告している研究はなかった。そこで、雇用結果に対する効果の大きさはコード化しなかった。

6

主な研究者との接触



欧米における関連文献のうち、公刊されたレビューの参考文献の検索(Uggen et al. 2002; Bushway and Reuter 2002; Buck 2000; McGuire 1995;
Webster et al. 2001)



関連文献において注釈された参考文献の精査(e.g., Clem 1999)



コンピューター化されたデータベースの検索(以下のリストを参照)

検索された特定のデータベース:Catalog of U.S. Government Publications (CGP), U.S. Government Printing
Office;

Criminal Justice Abstracts;



Digital Dissertations;

Economic Literature Index;

National Criminal Justice Reference Service (NCJRS) Abstracts;



ProQuest Social Sciences Index;Sociological Abstracts;Social Science Citations Index;Wilson Humanities Index; and

The Campbell Collaboration Social, Psychological, Educational and Criminological
Trials Register.

使 用 し た 検 索 語 は 、 (1) employment, job train, job counsel, job placement, job seekers
allowance, jobless benefit, employable, aftercare, case manage, job service、及び (2) offender,
ex-offender, criminal, arrest, convict, incarcerat, parole, probation, diversion, inmate であり、その双方が当てはまる結果を用いた。それぞれの検索語には「？」を付け加えることで、数ある語尾を含めて検索できるようにした (例えば、 「incarcerat?」とすることで「 incarcerate」も「 incarceration」も検索できるようにした)。

研究の選定
広く定義したので、雇用、犯罪に関する文献は多量であり、上記検索方法で該当した標
題は数百に及んだが、それらの多くには要旨がついていた。そこで、その要旨において、

7

評価報告に焦点を当てていることが言及されていない場合、それ以上のレビューは行わなかった。無作為割り当てを用いて評価していると思われた 30～35 の報告について、その全文を収集し、本レビューにおける上位著者 2 人のいずれか（Visher またはWinterfield）によってレビューがなされ、それらの研究は、4 カテゴリー―無作為割り当てによる実験的研究、準実験的研究、非実験的研究、その他（プロセス評価、レビュ
ー論文等）―に分類された。
これらの研究を検討する過程で、メタ分析を実施するには、元受刑者を含む無作為割り当て研究が十分に存在しないことが明らかになった。そこで、逮捕歴や有罪判決歴を有する者を含むよう、適格性の基準を広げることとした。
改訂された適格性の基準を満たす無作為割り当て法を用いた研究数は 8 であり、その中には 2 つの別々の標本をコード化した 2 研究が含まれていた。適格だと思われた研究のうち 2 つが最終的には除外された。その 1 つは、前科者への雇用援助を提供したプログ
ラムについての英国の評価であり、提供された援助量が処遇群に対して標準化されていなかったので、除外した(Soothill 1999)。もう 1 つは、ワーク・リリースプログラムの評価であり、処遇群と対照群の双方が、同様の居住状態にいるという条件に合致しておらず、標本数を増やすために他の条件が同様になるよう対応させた者を対照群として追加することで妥協する実験デザインになっていたので、除外した。(Turner and Petersilia
1996).

データ管理と抽出
メタ分析のためにマイクロソフトアクセスデータベースが作られ、適格性の基準を満たす研究からの情報が、そのデータベースに入力された。データベースには、研究の適格
性、プログラムについての記述、標本についての記述、処遇群の環境、方法論的な厳密さ、結果の情報、効果の大きさの情報、の詳細が含まれていた。
適格性の基準を満たしている研究が、その報告書の中で、効果の大きさを計算するために必要な情報を提供していない時（処遇群と統制群の年齢層別の下位群の結果が示されていたものの、その下位群の標本数が示されていなかったなど）には、著者と E メー
ルで連絡を取った。これを必要とした研究は 2 例あった。一方の著者は必要な情報を検索できなかったが、もう一人の著者はできた。しかし、前者の研究 (Bloom et al., 1994)についても、他の著者から、標本数を元に（処遇群の標本数と比較群の標本数の比は2：1）、処遇群と対照群の効果の大きさの近似値を推定できるとの情報を得たため、本レビューの研究対象に含むこととした。

研究の記述
本レビューの対象となった 8 研究は、その実施期間が 20 年以上に渡っており、最も古い研究は 1971 年に実施されたもの(Mallar and Thornton 1978)であり、 最近の研究は1994 年に実施されたもの (Rossman et al. 1999)である（それぞれの研究の発表年は研究の実施時についての指標としては適していない。）。4 研究は、専門誌ないし書籍に公刊されていた。3 研究は、政府機関に対する報告で非公刊のものであり、雇用と再犯に
8

ついての最近の文献の中で広く引用されてはこなかった 1 研究(Rossman et al. 1999)を含んでいた。4 研究は、女性の参加者が含まれていた (Rossman et al. 1999; Rossi, Berk, andLenihan 1980; Cave et al. 1993; Schochet et al. 2001)。本レビューの対象となった 8 研究のいずれかに参加した刑事司法機関係属歴がある青年期後期の者(16～17 歳)あるいは成人
は、あわせて、6000 人を超えていた。
6 研究は、単純な 2 群デザインであり(例外は、 Rossi, Berk, and Lenihan 1980 と Mallar
and Thornton 1978)、全ての報告において、研究の参加者が処遇群と統制群のいずれかにランダムに割り当てられたことが明記されていた。ただし、無作為割り当てを実施する
ための特定の手順は、漠然と記述されているか、全くされていないかのどちらかであった。再犯の測定は、公式記録あるいは自己申告を元に、まず逮捕を含むこととした。追跡期間は 6～36 ヶ月に及んでいた。前科者に対する雇用サービスプログラムの影響を調査するために無作為割り当てを行ったこれら 8 つの実験的研究は、広く定義されたにもかかわらず、概して、犯罪行動に対する影響は若干ないし皆無と報告していた。メタ分
析の結果を述べる前に、以下に、それぞれの研究の開始時期順に、それぞれの研究について要約する5。

The Baltimore Living Insurance for Ex-Prisoners（LIFE）
LIFE 実 験 は 、 1970 年 代 、 米 国 労 働 省 の 資 金 援 助 に よ っ て 始 め ら れ た (Mallar andThornton 1978; Rossi, Berk and Lenihan 1980: Ch. 2 も参照)。それは、釈放者が雇用されるような援助プログラムを提供することを定めた 1962 年の the Manpower Development
and Training Act に基づくものであった。短期間収入があることに加えて、就職相談や斡旋援助がなされると、前科者の労働市場への復帰を加速し、その結果、犯罪行動の可能性（特に収入を得るための財産犯）が減るであろうとの仮説に基づいて、一連の研究がなされた。
1971 年に始められたものであるが、メリーランド州の州刑務所から釈放され、バルテ
ィモアに戻った 432 人が、13 週間にわたり毎週 60 ドルの給付金、そして／または、徹底的な就職相談や斡旋サービスを受ける群、ないし、給付金も相談も受けない統制群、に無作為に割り当てられた。ただし、このプログラムの対象者は、釈放前までの犯歴から、刑務所に戻る危険性が高い者に限定していた(Mallar and Thornton 1978:210-211 参照)。 再犯は、1 年間における新たな逮捕によって測定された。
LIFE 実験では、職業斡旋やカウンセリング介入が、釈放後１年間の逮捕に対して影響がないとの結果であったが、毎週 60 ドルの現金（消費者物価指数に基づくと、2002 年
においては 225 ドル／週に相当）を受け取った者たちは、統制群に比べて、釈放後１年間の逮捕数が少なかった。驚くことに、（窃盗による）逮捕が最も少なかったのは、財政的援助のみを受け、職業斡旋サービスを全く受けなかった者たちであった。なお、
Uggen ら(2002)は、この古い実験的研究においては、年齢による交互作用が見られ、若5

Uggen ら(2002)が行った多量の研究の概観を参考にした。

9い 者 よ り も 、 26 歳 以 上 の 者 の 方 が 逮 捕 さ れ る 可 能 性 が 低 か っ た こ と を 指 摘 し た( Lenihan 1976 も参照)。

Transitional Aid Research Project(TARP)
LIFE 実験の結果を踏まえて、米国労働省 は、参加者の適格性について制限を設けず、若干違った特典を提供することで、2 つの追加実験を繰り返した。これは、一般にTARP と呼ばれている。1976 年にテキサス州とジョージア州で開始され、2 研究（それぞれの州で１つずつ）に約 4000 人の元受刑者が参加し、それぞれ、4 実験群と 2 統制
群に無作為に割り当てられた 6 (Rossi, Berk, and Lenihan 1980; Berk, Lenihan, and Rossi
1980)。 実験的処遇は、失業に伴う給付金、または、職業斡旋のいずれかであった。失業に伴う給付金を受け取る群は、失業に伴う給付金に対する適格性が 13 週、26 週のいずれかであり、13 週の場合には、100％または 25％の所得税を受け取ることができる、というものであった。それぞれの州において、参加者の釈放後１年間のコンピューター化された逮捕歴が調査された。
TARP 実験は、LIFE 実験を繰り返し、さらに、それを拡充することを意図したものであるが、参加者にプログラムの詳細が効果的に伝わらなかったこと（雇用が保証された時、給付金は終了、または減額されること）が加わり、おそらくそれが就労を妨げる影
響へとつながったのであろう 7(Rossi et al. 1980)。 このプログラムの評価者は、プログ
ラム参加者の非雇用の結果が処遇群に対する逮捕の増加に影響を与えたと主張している。
しかし、ジョージア州、テキサス州のいずれにおいても、TARP の 4 実験群と 2 統制群の間に、逮捕率に有意差は認められなかった8。給付金を受けた群の就労期間は少なかったのは事実であるが、彼らはより良い職に就くことができ、雇用された者の逮捕率は低かった。しかしながら、LIFE、TARP のいずれにおいても、雇用サービスの要素は、犯罪行動に何ら影響を与えていなかった。

National Supported Work Demonstration
このプログラムも、米国労働省の資金で行われたものであるが、9 都市において、1975～1977 年の間、逮捕、有罪判決、受刑のいずれかを直近に受け、失業中かつそれまでの 6 ヶ月のうち 3 ヶ月以上就労していない男性を研究参加者として募った(Piliavin andGartner 1981; Uggen 2000) 。 そして、研究参加者は、6～8 人の他の労働者と一緒に乗組
6それぞれの研究における 2 統制群のうち 1 統制群のみが、処遇群と同じ方式で面接されていた。処遇群のうち 2 番目の処遇群は公式記録のレビューからのみ追跡されていた。このデータソースの相違を理由として、TARP 研究のコード化に当たり面接されなかった比較群は含めないこととした。
7
LIFE プログラムの参加者は、就労した場合にも給付金の一部を受け取れると伝えられた。事実、ほとんど全ての参加者が、最初の 13 週間のうちに 780 ドル全て受け取った。すなわち、参加者は TARP 参加
者に伝えられたような所得税にかかわる状況に直面することは、実際には、なかった(Maller and Thornton
1978:fn.3)。
8
ジョージア州では、4 実験群の逮捕率は 48.4～49.9％の範囲であり、一方、2 統制群では 48.4％、48.7％であった(Rossi et al.1980:table 5.1)。テキサス州では、実験群の逮捕率は 34～42.5％の範囲であり、統制群では 35.5％、36.5％であった(Rossi et al. 1980:Table5.2)。

10

員として最低賃金の仕事をさせる群、または、統制群に、無作為に割り当てられた。
Uggen(2000)は、元データの再分析において、理論的に重要な 2 つの下位群－26 歳未満と 26 歳以上－毎の自己申告における逮捕について検討した。標本総数は 3105 で、追跡期間は、そのプログラムに参加し始めた日によって 18～36 ヶ月の範囲であった。
Uggen(2000)の National Supported Work Demonstration についての再分析では、雇用プロ
グラムの効果が、研究参加者の年齢で変化することが示された。特に、失敗だとみなされていたプログラムが、26 歳以上の前科者においては、有意に再犯率を減げていることが見出された。若年前科者においては、釈放 1 年後の時点で、処遇群と統制群の両方
で 31％が逮捕されていたと報告された。しかし、高年齢の者の中では、処遇群は統制群よりも 8％低い逮捕率であった。釈放 3 年後には、その差は 11％に上昇していた(Uggen 2000)。[年齢層群毎の正確な逮捕率は提示されていない。]雇用サービス介入の成功には、参加者の年齢が重要であることを記した Uggen の業績 (1999, 2000; Uggen etal. 2002)は、前科者に対する職業訓練と雇用プログラムについての期待はずれな結果しか得られなかった 20 年間の歴史の中で、重要な前進と位置づけられる。

Job Training Program for Probationers
ミッドウエスタン・シティで行われたこの研究は、1979～1981 年に職業訓練プログラ
ムに参加した 108 人の保護観察対象者（Probationer）を、ランダムに抽出された地域で処遇されている保護観察対象者 108 人と比較したものである(Anderson and Schumacker
1986)。プログラム参加者は、CETA の資格要件を持っている 18～25 歳であった。このプログラムは、履歴書や雇用申請書の準備、採用面接についてのロールプレイ、スキル訓練を含み、多様な職業訓練スキルを提供するものであった。参加者は、6 ヶ月と 12ヶ月の時点において、逮捕、保護観察の取消、新たな判決を含んだ全般的に再犯の測定によって比較された。
Anderson ＆ Schumacker(1986)は、保護観察対象者に対する職業訓練プログラムの評価において、6 ヶ月、12 ヶ月の時点で差が見られないとした。6 ヶ月時点で、統制群の 15％、処遇群の 13.5％が、保護観察の取消、ないし、新たな有罪判決で刑務所やジェイルへの収監の判決で定義される「困難」な結果となっていた。12 ヶ月時点では、修正平均を用いた際、統制群に比べて処遇群では「困難」な結果が少なくなっていた（15.5％対23％）ものの、統計的に有意ではなかった。我々のメタ分析においては、群間の差を統制する必要があるため、修正平均をコード化することとした。

Job Training Partnership Act (JTPA)
JTPA は 、経済的に不利な立場にいるアメリカ人に対する雇用と訓練プログラムを支援するものであるが、その対象者には、逮捕歴を有する中退者が含まれている。提供されるサービスは場所によって異なり、また、参加者個々に合わせられていた。前科を持つ若者に対する典型的なサービスとは、基礎教育に加え、就労準備性に対する訓練、求職方法、ジョブシャドウイング（米国で行われている子供向け職業体験プログラム）、職
業適性、などの「多方面のサービス」を含んでいた(Bloom et al. 1994:27, 51)。JTPA は、
JOBSTART や the National Supported Work Demonstration で若者に提供されたものに比べ11

ては、それほど集中的なアプローチではないと記述されている。米国労働省からの委託
で、1987～1989 年の期間、16 ヶ所で、処遇群と統制群に無作為に割り当てられた実験
デザインが実施された。そして、平均追跡期間が 21 ヶ月時点における 390 人の男性前科者の逮捕の結果及び、36 ヶ月時点における 198 人のそれが報告されている (Bloom etal. 1994)。
JTPA プログラムの評価では、男性の若者(17～21 歳)において、逮捕歴に関して顕著な効果は見られなかった。最初の追跡期間（平均 21 ヶ月）では、処遇群と統制群の両方の 43％が逮捕されていた。2 回目の追跡期間（平均 36 ヶ月）では、統制群は 56％であったのに対して、JTPA プログラムを受けた若者の 59％が逮捕されていた(Bloom et al.
1994: Exhibit 11)。

JOBSTARTJOBSTART は、Job Corps(以下を参照)や JTPA の代替的アプローチとして、1985 年に創設された。 JOBSTART は、1985～1989 年の期間、13 ヶ所で、スキルが低い中退した若者に対して、基本的なスキル教育、職業訓練、サポートサービス、就職斡旋の援助、を組み合わせて提供するものであった。評価対象となった下位群の 1 つは、（逮捕歴を有する）前科のある 17～21 歳の男女 291 人で構成されており、彼らは実験群と統制群に無作為に割り当てられた(Cave et al. 1993)。研究参加者としての登録後 1 年目と 4 年目に、プログラム参加者と統制群の逮捕歴が調査された。
JOBSTART は、JTPA の対象者と本質的に同様であり、すなわち、逮捕歴を持つ不利な立場にいる若者に対するものであったが、JTPA よりも長期間にわたるサービスを提供した。しかし、4 年間の追跡調査の結果、処遇群と統制群の間に差異を認めることはできなかった。すなわち、1 年目の終わりの時点では、処遇群と統制群の双方の 35％が逮捕されており、4 年目の終わりの時点では、処遇群の 69％、統制群の 75％が逮捕されていたものの、標本数の少なさの影響もあり、有意差には至らなかった(Cave et al.
1993:194)。すなわち、連邦政府の資金で行われた犯罪歴を有し不利である若い成人を対象としたこのプログラムは、期待はずれな結果にとどまった。

Job Corps
Job Corps は、主に中退者である非常に不利な立場にいる人々に対するもので、職業斡旋援助に加えて、学業と職業準備性を強調した長期間の滞在型プログラムである。1964
年から米国労働省の資金提供を受けており、1999 年には、受領金額は 13 億ドル、16～
24 歳の若者の登録者数は 60000 人となっている。2000 年に行われた評価研究では、
1994 年 11 月から 1996 年 2 月までの Job Corps 登録者を無作為割り当てしたものを用いている。統制群に割り当てられた者は 3 年間このプログラムに加わることは認められなかったが、実際には、その多くが他の場所でなんらかの訓練－その多くは職業訓練－を受けていた(Schochet et al. 2000)。評価は、プログラムに参加した前科者（逮捕歴があるとの定義）998 人の下位群に対する 48 ヶ月間にわたる自己報告による逮捕歴を、統制群の前科者と比較することで行われた。

12

Schochet ら(2001)は、前科を有する下位群における Job Corps 参加者と統制群とでは、自己報告による逮捕歴に差異がないことを見出した。再逮捕率の差異は、以前の逮捕があまり重大な犯罪ではなかった群では 1.3％、以前の逮捕が重大な犯罪であった群では4.7％だった (Schochet et al. 2001: Table F. 12)。有罪判決に対する追跡調査の結果が示されている追加データでも、前科者に対する Job Corps プログラムに影響を及ぼしている
ことは示されなかった(Schochet et al. 2001: Table F. 12)。ただし、あまり重大ではない逮
捕歴を持つ群においては、Job Corps 参加者群におけるアルコール消費と強度の薬物使用の減少が認められた (Schochet et al. 2001: Table H.4)。

Opportunity to Succeed (OPTS)
OPTS は 1994 年に開始された新しいものであるが、これは、アルコール問題や薬物犯歴を有する元受刑者に対して、職業準備授業、職業訓練、職業斡旋を含んだ包括的な釈
放後サービスを提供することで、物質使用の再発と再犯を減少させようとデザインされた 3 年間のプログラムである(Rossman et al. 1999)。このプログラムは 5 地域で行われたが、そのうち 3 地域―Kansas City, MO, St. Louis, MO, and Tampa, FL―における評価が実施された。 398 人の参加者が、無作為に処遇群と統制群に割り当てられた。OPTS に割り当てられた者は、最長 2 年間、そのサービスの利用が可能であった。結果は、自己報
告と公式記録の両方を含んでいた。１年目の終わりの時点で、両群とも、84％が逮捕な
いし遵守事項違反の公式記録があった。
自己申告による逮捕歴に関しても、プログラム参加者と統制群との間に、実質的または統計的な差異がないことが明らかになった(Rossman et al. 1999)。 プログラム参加者は、統制群と比べて、強盗が少なく、乱暴な行動が少ないと報告していたが、これらの差異
は 10％水準でのみ有意であった(Rossman et al. 1999: Figure 6-2)。公式記録の分析では、両群間に逮捕歴数の差異が見られなかったが、統制群に比べてプログラム参加者の方が、遵守事項違反の比率が高かった。プログラム参加者はプログラム参加の過程でケースマ
ネージャーと頻繁に接触することになり、その結果、遵守事項違反発覚の増加につながったことが示唆される。

要約
これら 8 研究は、前科者の再犯を減少させることに対して、雇用サービスプログラムの効果がほとんどない、ないし、あったとしてもごくわずかであることを示している。研究の中には、統制群よりも実験群の方が良い結果のものもあったが、その差は、統計的に有意ではなかった。不運なことに、前科者に対する雇用サービスプログラムについて
無作為割り当てされたこれらの研究は、多くの点で類似していない。まず、これら 8 研究が実施された期間の範囲は、25 年に渡っている。第 2 に、これらの研究で調査された雇用サービス介入の内容は大きく異なっており、すなわち、（基礎教育を含む）職業準備プログラムや集中的な職業訓練から、乗組員の仕事をさせる職業斡旋援助にまで及んでいる。第 3 に、これらの研究への参加者の年齢は、青年期後期(16～17 歳)から、40代にまで及んでいる。第 4 に、参加者の犯歴が、重大ではない犯罪での逮捕から、重大な犯罪のために最近まで受刑していた者までと、異なっている。Uggen が行った 2 研究13

では、高年齢の参加者(26 歳以上)は、若い参加者よりも逮捕可能性が低いことを見出した。しかしながら、これらの 2 研究の介入内容は、非常に異なっており、すなわち、一方は給付金という財政面での支援であり、もう一方は、乗組員の仕事をさせるものであった。
このような異質なものを、メタ分析することは望ましくない。それでも、研究対象数が十分に多ければ、それぞれの研究の特徴（例えば、プログラムの種類、参加者の年齢）は多変量解析の中で考慮に入れられるであろう。しかしながら、8 研究といった研究対
象数では、そのような分析はできない。にもかかわらず、我々はメタ分析を行うことにした。その理由は、6000 人以上の刑事司法機関係属歴を有する者がこれらの雇用サービス介入に参加しているのに、これらの諸研究が量的なメタ分析の対象となってこなかったからであり、ここで分析しておくことは、さらなる研究が利用可能になった際の将来の系統的レビューの基礎になるであろうと考えたからである。

メタ分析
8 研究に対する効果の大きさの計算は、Lipsey & Wilson(2001)が推奨するメタ分析的ア
プローチに従った。連続変数による結果と 1/0 変数による結果の双方を用いることができる場合には、前者を用いることにしたが、それは、連続変数の方がより詳細な情報が得られること、また、測定されたものを 1/0 にする際のカッティング・ポイントの選び方によって誤った方向に導くことを避けるため、であった。正の効果の大きさは、処遇群が対照群よりも再犯が少ないことを示すように、全ての効果の大きさがコード化された。小さな標本数による SMD(標準化平均値差）の効果の大きさにおけるバイアスを調節するために、Hedge(1981)が推奨する公式を適用した。ただし、全ての研究の標本数は 200 以上であったので、この調整によって大きく変わることはなかった。1/0 データの効果の大きさは、SMD の効果の大きさと比較可能となるようアークサイン変換された。
全ての研究で、追跡期間における逮捕が、結果測定として報告されている。1/0 の逮捕測定(例えば、逮捕された者の比率)が、8 研究のうち 6 研究で報告されている。我々はこれらの比率にアークサイン変換を適用し、比率の差として効果の大きさを計算した。
残りの 2 研究 (Rossman et al. 1999; Rossi et al. 1980) では、再犯について連続変数による測定（例えば、追跡期間中の平均逮捕回数）を報告していたので、SMD の効果の大きさを計算した。これら 8 研究においてコード化できた追跡期間は、6～48 ヶ月に及んでおり、最頻値は 12 ヶ月であった。
2 研究(Mallar et al. 1978; Rossi et al. 1980)が、複数の処遇群―それぞれ異なった介入を受ける群―と 1 つの対照群とを比較する実験デザインを使用していた。 これらの研究では、比較群が共通なので、それぞれの処遇群で計算された単独の効果の大きさは、統計的に独立してはいない。そこで、効果の大きさの独立性を保つため、複数の処遇群それぞれに対して測定された結果に、その自由度(i.e., n – 1)で重み付けした平均を算出した。
14そして、重み付けした平均と k 個の処遇群の自由度の総計 (i.e., n1 + n2 + . . .+ nk – k)から、
1 つの効果の大きさが計算された。つまり、効果の大きさの統計的独立性を確保するために、異なった処遇に対する効果を別々に検証することをやめて加算することとした。
TARP 実験 (Rossi et al. 1980)は、同じ実験デザインを用いてテキサス州とジョージア州で行われた事実上 2 つの同時研究であった。 それぞれの州で、4 処遇群と 1 対照群が作られたので、テキサス州の研究に対して１つの効果の大きさ、ジョージア州の研究に対してテキサス州のものとは独立した１つの効果の大きさを計算することができた。
TARP 実験のほか、Ugeen(2000)の the National Supported Work Demonstration Project も 2
つの効果の大きさを計算できた。彼は、参加者標本を 26 歳以下と 27 歳以上に分け、2つの独立した処遇群と 2 つの独立した対照群を作っていたので、我々は 2 つの効果の大きさを計算できた。その結果、8 研究から合計 10 の効果の大きさを得ることができた。
まとめてみると、統計的に独立した 10 の効果の大きさに対して、コード化された効果の大きさを減らすであろう以下の 3 つのルールを公式化し、適用した。 (1)同一参加者に対して複数時点での結果が報告されている研究については、単一の効果の大きさを計算するために、それぞれの時点での結果の平均を使用すること。 (2) （研究群間で最初に等価でないことが判明した領域に対して） 修正済みの効果の大きさと修正していな
い効果の大きさの双方が報告されている研究については、修正済みの効果の大きさを用いること。 (3) 複数の時点で参加者の異なる群（例えば、追跡期間中の参加者の減少の結果）に対して同様に報告された研究については、できるだけ 12 ヶ月―全標本における最頻追跡期間―に近い追跡期間における効果の大きさの情報を使用すること。ルール(2)(3)は Anderson ＆ Schumacker(1986)―追跡期間 6 月後と 12 月後の効果の大きさのデー
タが報告されていた 9 ―を扱う際にのみ適用した。すなわち、Anderson ＆ Schumacker(1986)の研究では、12 ヶ月時点での効果と標本数から効果の大きさを計算した。
中途における標本数の減少は、無作為割り当て研究における深刻なバイアス源となりえ、結果の妥当性に影響を与える可能性があり、それゆえ、メタ分析の結果を誤った方向に導きうる。そこで、我々は、10 の効果の大きさを計算するための 8 研究のコード化の過程で、参加者の減少に関連する 2 つの 1/0 項目を記録することにした。その 2 つとは、
(1)（下位群すべてをまとめてみて）全体として参加者の減少数が顕著かどうか、 (2) 処遇群と対照群で減少の程度が違っているかどうか、であった。我々は 2 研究(Anderson
and Schumaker, 1986; Schocet et al., 2001)において、全体としての減少が問題になる可能
9101 人の処遇群のうち 1 人が追跡期間 6 ヶ月から 12 ヶ月の間にドロップアウトしたのに対 して 、103 人の対 照群 には ドロ ップ アウ トし た人 はい なか った 。Anderson &Schumacker は、追跡期間中に逮捕されなかった処遇群、対照群の修正済み比率と修正していない比率の両方を報告していた。修正済み比率は、無作為割り当てによって振り分けられた両群間において等価でないと観察されたものに対して行われた。そこで、本レビューでは、効果の大きさを計算するのにこれらの修正済み比率を用いた。なお、修正されていない比率を使用した場合、修正済みの場合よりも若干少ない正の効果となり、これを用いた場合も結論は何ら変わらなかった。

15

性があり、1 研究(Bloom et al., 1994)において、減少の程度の異なりが問題となる可能性があることを指摘した。しかし、これらの効果の大きさは外れ値ではなく、感度分析―(以下に示すように)それぞれの効果の大きさを１つずつ順に除く方法―の結果から、これらの研究を分析に残しておくかどうかで、結果があまり変わらないことが示された。

結果
最初の分析結果は、Table 1 に要約されている。 我々は 10 の効果の大きさの標本の分散が標本誤差のみによるという帰無仮説を検定するために、Q 値を計算した。Q 値はカ
イ 2 乗分布する。検定したところ、13.45 (P = .1462; df = 9)であり、我々の標本の中で参加者水準の標本誤差のみが、効果の大きさの分散を説明できることを示した。我々は、10 の効果の大きさ全てが同じ母集団から引き出されているとの母数推定を元に、分析を行った。我々が設けた適格性の基準が、諸研究に関して、方法論的かつ参加者の領域
的に非常に高い均一性をもたらしているとの事実から、このように決定した。さらに、
203～2125 と比較的大きな標本数から成る 10 の効果の大きさから計算された Q 値の危
険率 P 値も、.10 を超えていた。
10 の効果の大きさの平均は 0.03 であり、 統計的に有意ではなかった (z = 1.34; P= .1790)。 このことは、平均すると、調査された雇用介入は、処遇群の参加者の逮捕を減らすことができなかったことを示している。
この平均の効果の大きさがどのように得られたかを明らかにするため、比率の利用が可能である 7 対照群（すなわち、効果の大きさを計算するのにアークサイン変換を適用したもの）に対する追跡期間に逮捕されなかった平均的な比率を計算した。平均して、対照群の 54.3％が追跡期間に逮捕されず、この比率の標準偏差は 49.1％であった。もし、対照群の 54.3％が逮捕されず、雇用介入の逮捕に対する効果の平均的な大きさが 0.03の場合、 平均して、処遇群の 55.8％[54.3% + (0.03 * 49.1%)]が逮捕されないということが推定される。
Table 1. 効果の大きさの平均と 異質性検定 Q 値
Study
Bloom
Cave
Schochet
Uggen (>27)
Uggen (<27)
Anderson
MallaraRossi (TX) a
Rossi (GA) a
RossmanMEAN
Q
a

95% CI
ES
se
LL
UL
-0.01
0.11
-0.22
0.20
0.13
0.13
-0.12
0.39
0.03
0.04
-0.05
0.11
0.20
0.06
0.08
0.33
-0.03
0.04
-0.12
0.06
0.19
0.14
-0.09
0.46
0.07
0.11
-0.14
0.29
0.02
0.08
-0.14
0.17
-0.07
0.08
-0.22
0.09
-0.05
0.11
-0.26
0.17
0.03
0.02
-0.01
0.07
13.45, df = 9, P(>Q) = .1462
効果の大きさは、単一の対照群と対比された複数の処遇群の重み付け平均の結果から算出16

標本中の 10 の効果の大きさに関して、効果がないという結論は簡単に説明される。効果の大きさの 1 つ（Uggen(2001)の高年齢の参加者標本）だけは、統計的に有意であった（Figure 1）。この効果は正の値であり、処遇群は対照群よりも逮捕されることが少なかったことを示した。しかし、残り 9 の効果の大きさのうち 4 は有意ではないものの
負の値であった。
Figure 1. SMD の効果の大きさ, 信頼区間 95% ,分散の逆数で重み付けられた効果の大きさの平均

それぞれの効果の大きさのどれが統計的仮説どおりであるかの範囲を正確に判断するた
め、それぞれの研究を除いた際の効果の大きさの平均と Q 値を再推定した。その結果、Uggen(2001)の若者(26 歳未満)の標本を除外した時のみ、残りの 9 の効果の大きさの平均が統計的に有意であった (Table 2). 一方、いずれにおいても、Q 値は有意でなかった。
Table 2. １つの効果の大きさを除外した場合の 効果の大きさの平均と Q 値の感度
Excluded ES
Bloom
Cave
Schochet
Uggen (>27)
Uggen (<27)
Anderson
Mallarb
Rossi (TX) b
Rossi (GA) b
Rossmanab

95% CI
Mean ESse
P(>Mean ES)a
LL
UL
Q
P(>Q)
0.03
0.02
.0805
-0.01
0.08
13.20
.1052
0.03
0.02
.1168
-0.02
0.07
12.76
.1204
0.03
0.03
.1232
-0.02
0.08
13.38
.0994
0.01
0.02
.3942
-0.04
0.05
5.07
.7501
0.05
0.03
.0244
0.00
0.10
10.83
.2115
0.03
0.02
.1256
-0.02
0.07
12.07
.1481
0.03
0.02
.1082
-0.02
0.07
13.21
.1048
0.03
0.02
.0918
-0.01
0.08
13.36
.1000
0.04
0.02
.0503
-0.01
0.08
11.79
.1608
0.03
0.02
.0723
-0.01
0.08
12.89
.1157
P 値は片側検定
効果の大きさは、１つの比較群と複数な処遇群の重み付け平均の結果から算出。

17

し か し 、 こ の 有 意 で あ っ た 唯 一 の も の に つ い て も 微 妙 で あ っ た 。 Anderson &Schumacker (1996) の研究から、それが、我々の効果の大きさの扱い方に依拠することがわかる。その研究の中では、6 ヶ月の効果の大きさは、12 ヶ月の効果の大きさよりも実質的に小さかった。もし、6 ヶ月の効果の大きさ、ないし、両者の平均を使用していたならば、9 の効果の大きさの平均は有意にはなっていなかったのである。
Table 1 で示されたモデルに基づいた最初の推定は、我々が選択した分析アプローチによるものかもしれないと考え、他の方法でも検証することとした。我々は、全ての研究について比率を用いた結果を推定した。再犯についての 1/0 データを用いて、10 の新し
い LOR の効果の大きさ、分散の逆数で重み付けられた効果の大きさの平均、新たな Q
値を計算した。この分析は、以前行われた 7 のアークサイン変換された比率の差と 3 のSMD の効果の大きさをあわせたものよりも、分析の一貫性の程度は高い。Rossi(TX)とRossman の 2 研究は、LOR の効果の大きさと SMD のそれとが異なっていた。これらの研究では、逮捕された参加者の比率、追跡期間の逮捕数の平均、の双方を報告していたので、前者を元に LOR の効果の大きさが推定されたのに対して、後者を元に SMD の効果の大きさが推定されたからである。
LOR で計算した場合の Q 値も有意ではなく、全ての効果の大きさが同一母集団から引き出されるという主張が妥当であることが示された。そこで、我々は、再び、母数推定の元に、分析を行った。
新たな効果の大きさの平均(0.06)は最初の分析結果に比べて幾分大きかったものの、効果の大きさの平均の標準誤差も大きかった (.05 vs. .02) (Table 3, Figure 2)。そして、 推定結果は基本的に同様であり、すなわち、平均すると、これらの雇用サービス介入は、前科者の逮捕の可能性に対して重要な効果を持たない、であった。
LOR で計算された効果の大きさの平均と異質性検定 Q 値

Table 3.

Study
Bloom
Cave
Schochet
Uggen (>27)
Uggen (<27)
Anderson
MallaraRossi (TX) a
Rossi (GA) a
RossmanMEAN
Q
a

95% CI
ES
se
LL
UL
-0.01
0.22
-0.44
0.41
0.30
0.29
-0.28
0.87
0.06
0.08
-0.11
0.22
0.42
0.13
0.16
0.68
-0.06
0.09
-0.23
0.11
0.54
0.36
-0.17
1.26
0.13
0.22
-0.31
0.58
-0.07
0.16
-0.39
0.25
-0.04
0.16
-0.35
0.27
0.06
0.23
-0.39
0.50
0.06
0.05
-0.03
0.15
13.0, df = 9, P(>Q) = .1631
効果の大きさは、１つの比較群と複数な処遇群の重み付け平均の結果から算出。

18

Figure 2. LOR の効果の大きさ, 信頼区間 95% , 分散の逆数で重み付けられた効果の大きさの平均

LOR について感度分析を繰り返した結果も、類似していた。Uggen(2001)の若者(26 歳未満)の標本を除外した 9 の LOR を合わせたもののみが、効果の大きさの平均が有意になっていた(Table 4)。一方、 いずれにおいても、Q 値は有意でなかった。
Table 4. １つの効果の大きさの除外した場合の LOR による効果の大きさの平均と Q 値の感度
Excluded ES
Bloom
Cave
Schochet
Uggen (>27)
Uggen (<27)
Anderson
Mallarb
Rossi (TX) b
Rossi (GA) b
Rossmanab

95% CI
Mean ESse
P(>Mean ES)a
LL
UL
Q
P(>Q)
0.07
0.05
.0737
-0.02
0.16
12.86
.1168
0.06
0.05
.1032
-0.03
0.15
12.34
.1367
0.07
0.05
.1078
-0.04
0.17
12.98
.1125
0.02
0.05
.3675
-0.08
0.11
4.71
.7881
0.11
0.05
.0201
0.00
0.21
10.28
.2459
0.06
0.05
.1096
-0.03
0.14
11.23
.1890
0.06
0.05
.0945
-0.03
0.15
12.90
.1153
0.07
0.05
.0570
-0.02
0.17
12.28
.1391
0.07
0.05
.0616
-0.02
0.16
12.52
.1295
0.06
0.05
.0838
-0.03
0.15
12.99
.1122
P 値は片側検定
効果の大きさは、１つの比較群と複数な処遇群の重み付け平均の結果から算出。

これら 8 つの雇用サービス介入は、平均して、処遇群が再逮捕される可能性に対して有意な効果を持たない、と我々は結論付けた。しかし、わずか 10 の独立した効果の大きさによる統計力は間違いなく大きいとは言えない。特に、感度分析の結果からは、
Uggen(2001)の研究の若者の標本を含めなければ、これらのプログラムが弱いながらも有益な効果を持つと結論付けられたかもしれず、第 2 種の過誤の可能性もありうる。しかし、その一方において、10 の効果の大きさから 9 個を選んだ場合の効果の大きさの19

平均は、最大のものでも.11 とかなり小さかった。そしてこの事実は、雇用サービス介入の再犯に対する効果が、全くない、あるいはあったとしても極小さいという結論を、かなり確信的に支持しているように思われる。
差が有意でないこと、異質性検定にも有意差が認められなかったことから、我々はこの分析を結論付けられたかもしれない。しかし、我々は、介入の効果が参加者の犯歴や介入時期（刑務所からの釈放、または、短期間の拘束後など）と有意に関連している可能性について明確に調査したかった。10 の効果の大きさのうち 5 つ（Uggen, Schocet,
Bloom, Cave）は、必ずしも有罪判決に至っているとは限らない者を対象としていた。
残りの 5 つ(Maller, Rossi, Rossman, Anderson) の効果の大きさについては、1 つ以上の前科を有する者を対象としていた。Maller、Rossi、 Rossman の研究は、元受刑者のみを対象としていた一方、Anderson の研究は、保護観察中の者を対象としていた。我々は 2つの下位群（有罪判決の有無）にしたがって、効果の大きさを分け、それぞれの新たな平均を計算した (Table 5)。
Table 5. 参加者の有罪判決の有無別分析
Sub-Sample
有罪判決
有り
有罪判決
無し
a
b

Mean ES
0.01

se
0.04

P(>Mean ES)a0.42720.04

0.03

0.0729

95% CI
LL
UL
-0.08
0.09
-0.01

0.09

Q
3.14

P(>Q)
0.53479.90

0.0421

P 値は片側検定
効果の大きさは単一の対照グループと対照した多用な処遇群の中での重み付け平均の結果から算出。

結果は、より深刻度の低い犯罪者（最近の有罪判決や受刑がない）の標本を含む研究の方が、より大きな効果を示していたものの、有意差は認められなかった。

考察
研究から示唆されること.
この系統的なレビューでは、これまでの研究が不十分であったために、前科者に対する非拘禁雇用サービスの効果に関する決定的な結論を出すに至らなかったことが明らかにされた。無作為割り当てを使用した英語で書かれた出版物は 8 にとどまり、それらのデータは 1970 年代初期にまで遡っていた。さらに、これらの研究は、介入時期や介入対象者が多様であった。にもかかわらず、我々は、概して、これら 8 介入が、その介入を受けた参加者が再逮捕される可能性に対して有意な効果を持たなかったと結論付けた。
介入対象者が有罪判決歴を持つ者か、逮捕だけなのかの 2 群に分けても、結果は変わら
なかった。

20

平均して、対照群の 54.3％が 1 年の追跡期間中に逮捕されなかったことが明らかになった。逮捕に対する雇用介入の効果の大きさの平均が 0.03 で、個々の研究の分散を考慮に入れたとき、平均して、処遇群の 55.8％が逮捕されないと推定された。
この系統的レビューの意図は、当初、最近釈放された人に対する、雇用サービス介入を調査することであった。不運にも、この特定の対象者についての最近 10 年間の研究とは 1 つ(Rossman et al. 1999)しかなかった。このように、元受刑者に対する雇用サービス
介入の現代の研究は、非常に必要とされている。多くのプログラムが地域内で行われているが、その有用性についての評価はほとんどなく、無作為割り当てデザインは使われてこなかった。
このメタ分析に対して適格性のある研究を探す作業の中で、我々は、準実験的デザインが使用された多くの研究を見出した(i.e., see Buck 2000; Finn 1998a; Finn 1998b; Finn
1999; Menon, et al 1992; Martin, et al. 1999; Soothill 1974; Soothill, Francis, and Ackerly 1997;
Turner and Petersilia 1996; Virginia Department of Corrections 1985, as discussed in Buck
2000)。これらの研究においては、処遇群が介入を自己選択しており、そのことが比較群をより失敗に至らしめている可能性があるといった問題を抱えてはいる。しかし、これらの研究で検証された雇用サービス介入のいくつかはその効果が期待できそうである。
前科者に対する最近の雇用サービスプログラムでは、準実験的研究が代表的である。総称的な雇用プログラムを超えて、(不利な立場にいる若い成人に対した概念としての)元受刑者に対して、特に有効となりうるプログラムを考える努力の中で、これらの新たなプログラムを検証し、組織的かつプログラムの構造における差異を考えていくことは有用である。
準実験的研究の多くは、最近釈放された受刑者に特定化して計画されたプログラムに焦点を当てている。これらのプログラムの要素には、以前から行われていたワーク・リリ
ース、釈放され地域社会で生活する過渡期における地域内での雇用、雇用前のサービス（基礎教育、生活スキル、物質使用や精神衛生についてのカウンセリング ）、職業準備訓練（履歴書準備、採用面接、求職スキル）、職業斡旋援助、雇用後のサポート、が含まれている。加えて、プログラムの中には、釈放前からサービスが提供され始め、釈放後もそのサービスが継続されているものもある。また、それぞれのプログラムは、元受刑者と職場との間を取り持つ仲介者としての役割といった点においても、多様なものとなっている( Solomon et al., 2004 参照) 。
より包括的なプログラムでは、元受刑者が釈放された際に直面する多様な難問に対する知識をも含めているようであり(Petersilia, 2003; Travis et al., 2001 参照)、単なる“雇用サービス”にはとどまらないプログラムがデザインされている。雇用サービスを提供する
前に、基本的なニーズやスキル（すなわち、住宅、しらふでいること、教育）にまず焦点化した抽象的な考え方を論じるのは 困難である。一方、釈放され地域社会で生活する過渡期に日雇いの労働や乗組員の仕事をあてがう雇用プログラムは、1970 年代、少なくとも高年齢の犯罪者にとっては有効とされた介入の 1 つである。ニューヨークのthe Center for Employment Opportunities は 20 年以上運営されているが、そのプログラム
では雇用前のサービスと職業準備訓練も提供しているが、最も大切なのは、過渡期においてすぐさま就労させること、としている。
21

このように、新しい世代の前科者に対する雇用サービスプログラムは、サービスについていくつかの異なったモデルや種類に基づいて行われている。さらに、プログラムの多くは、介入についてこれらの異なるタイプのいくつかを組合せており、例えば、雇用前のサービスと職業斡旋援助とを組み合わせたりしている。したがって、今後の評価では、
これらの介入の構成要素の個々の効果を分離させることは困難になるであろう。過渡期における雇用、刑務所内で行われていたサービスを釈放後も継続すること、職業斡旋後の継続したサポートとサービス、伝統的なワーク・リリースプログラム、の有効性の検証は、優先的になされるべきものと言えよう。
この系統的なレビューでは、前科者に対する雇用サービスの有効性に関連している重要なものとして、参加者の年齢の調査が必要であることも指摘した。1970 年代に行われた 2 研究では、少なくとも 26 歳以上の前科者には強い効果があることが示されていた。
しかし、より近年のプログラムでは、同様の結果が得られてはいない。さらに、年齢は動機と関連しているかもしれない。刑事司法機関との頻繁な経験によって、高年齢の犯罪者は、犯罪行動をやめる努力の中で、雇用サービスプログラムを利用するよう、より一層動機付けられるに至ったのかもしれない。
元受刑者、または前科者一般に対する現代の雇用サービスプログラムの有効性についての我々の知識は、非常に限られている。米国労働省によってサポートされた多様なプログラムの多くの無作為割り当て評価は、現在、進行中であり、ここ数年間は、その結果を得ることは期待されない。そこで、その間の有用な次なる段階としては、他国におけるこの種の評価研究について調査することであろう。

実施に当たっての示唆安定した雇用は、釈放後の成功に対する決定的な予測因子である。しかしながら、雇用プログラムは、動機付けられた人にのみ有効であるかも知れず、標準的な雇用プログラ
ムはこの動機を変化させそうにはない。安定して、満足のいく雇用は、新たな社会ネッ
トワークと慣習的な生活スタイルへの道筋を提供することになるので、犯罪抑止に対する決定的な要素となる(Bushway, 2003; Laub and Sampson 2003; Sampson and Laub 1993)。
にもかかわらず、元受刑者やその他の前科者は、概して、職歴が乏しく、そのスキルも限られている。これらの不利な状態に、最近の重罪に対する有罪判決や長期にわたる収容期間が重なり、彼ら自身の、そして彼らの多くがその家族のための、財政的援助につながる職を見つけ、その職を続けることを困難にさせている。さらに、前科者は、深刻な教育不足、物質乱用、精神疾患、購入可能あるいは安住できる住宅の欠如など、即座の雇用を不可能にする他のニーズを持っているかもしれない。ほとんどの場合において、これらの問題は、職業準備の前に取り組まれる必要がある。
雇用介入は、職業準備の授業、職業教育、GED 証明、職業訓練、職業斡旋、ケースマ
ネージャーによる一定期間の職業モニタリングなどのような範囲のサービスを含みうる。
元受刑者の全てが、これらのサービス全てを必要とするわけではない。多くは、受刑前正業に就いており、最近の有罪判決や受刑にもかかわらず彼らを雇ってくれる雇い主を探す点における援助のみ必要だったりする。しかし、フルタイムの仕事をしたことがな
22

く、労働市場に入る前に、雇用前及び職業準備のサービス全てを必要とする者もいよう。
個人のニーズが同定でき、特定のサービスの種類と結び付けられるならば、雇用プログ
ラムは、より効果的になろう。理想的には、特定のタイプの元受刑者に対する最も効果的なサービスの組み合わせについて、政策立案者に方向性を提供するであろう新たな評
価研究が期待される。
実務家の課題は多数ある。Buck(2000)は、元受刑者に対する雇用プログラムに対する自身のレビューのためにサービス提供者と政策立案者にインタビューを行い、刑務所内で行われるプログラム活動と釈放後行われるそれとのサービスの継続性の改善、職業スキル訓練や GED 講習を提供することで雇用されるかどうかというレベルを超えて前科者を変えること、サービス提供者が互いから学ぶ機会を提供しあうためにコミュニケーシ
ョンを良くすること、などを強化することが、決定的要素であると同定した。さらに、
これらのプログラムに対する公的資源が限られていることが、利益を得ることができるであろう多くの前科者の障壁になっている。刑務所内のプログラムでも地域内のプログ
ラムでも、ウエイティングリストが一般的になってしまっている。さらに、何が雇用サービスプログラムを効果的にするのかについての知識不足が、前科者の長期間に渡る雇用率を実質的に改善させることを抑止している、ということを実務家たちは認めている。
現在進行中の無作為割り当ての評価の結果が、政策立案者や前科者と一緒に働いている
実務家たちに対して、より良い情報を提供することが期待される。

23

レビュー更新のための計画
2005 現在、前科者に対する雇用サービスプログラムの無作為割り当てと準実験的な研究が進行中である。その研究の進行具合によるが、本レビューの著者は、3～5 年のう
ちに本レビューを更新しようと考えている。

利害葛藤に関する陳述
本レビューの著者は、このレビュー内でなされる判断に影響を与えるような財政的、あるいは個人的な葛藤を持っていない。

謝辞
Vera Kachnowski, Erika Olsen, William Turner, Jamie Watson, and Alyssa Whitby が、このプロジェクトを援助してくれたことに対して、謝意を表したい。 Mark Lipsey には、効果の大きさの計算と解釈について、計り知れないほどの貴重なアドバイスをいただいた。
加えて、 Shawn Bushway と Christopher Uggen には、この系統的レビューの枠内での雇用と犯罪に関するアドバイスと貢献に対して、感謝する。このプロジェクトはスミス･リチャードソン基金とキャンベル共同計画刑事司法グループの資金援助に基づいて行われた。

REFERENCES
Anderson, D.B., and R.E. Schumacker (1986). “Assessment of job training programs.” Journalof Offender Counseling, Services, and Rehabilitation, 10: 41-49.
Berk, R.A., K.J. Lenihan, and P.H.Rossi. (1980). “Crime and poverty: Some experimental
evidence from ex-offenders.” American Sociological Review, 45(3): 766-786.
Bloom, H.S., L.L. Orr, G Cave, S.H. Bell, F. Doolittle, and W. Lin. (1994). The National JTPA
Study. Overview: Impacts, Benefits, and Costs of Title II-A. Bethesda, MD: Abt Associates, Inc.
Boston, C. and A.L. Meier. (2001). Changing Offenders’ Behavior: Evaluating Moral
Reconation Therapy (MRT) in the Better People Program. Portland, OR: Better People.
Buck, M.L. (2000). Getting Back to Work: Employment Programs for Ex-Offenders.
Philadelphia: Public/Private Ventures.

24

Bushway, S.D. (1998). “The impact of an arrest on the job stability of young white American
men.” Journal of Research in Crime and Delinquency 35(4): 454-479.
Bushway, S.D. (2003). “Reentry and Prison Work Programs”. Prepared for the Urban Institute
Reentry Roundtable on Employment Dimensions of Reentry,
May 19-20, 2003.
http://www.urban.org/UploadedPDF/410853_bushway.pdf
Bushway, S. and P. Reuter. (1997). “Labor markets and crime risk factors.” In L.W. Sherman, D.
Gottfredson, D. MacKenzie, J. Eck, P. Reuter, and S. Bushway (eds.) Preventing crime: Whatworks, what doesn’t, what’s promising. Washington, DC: Office of Justice Programs, U.S.
Department of Justice.
Bushway, S. and P. Reuter. (2002). “Labor markets and crime.” In J.Q. Wilson and J. Petersilia(eds.) Crime: Public Policies for Crime Control. Oakland: Institute for Contemporary Studies.
Cave, G., H. Bos, F. Doolittle, C. Toussaint. (1993). Jobstart: Final Report on a Program for
School Dropouts. New York, NY: Manpower Demonstration and Research Corporation.
Clem, C. (1999, September). Annotated bibliography on offender job training and placement.
2nd Ed. Washington, DC: National Institute of Corrections, U.S. Department of Justice.
Curtis, R.L., and Schulman, S. (1984). “Ex-offenders, family relations, and economic supports:
The ‘Significant Women’ study of the TARP project.” Crime and Delinquency, 30: 507-528.
Finn, M.A., and K.G. Willoughby. (1996). “Employment outcomes of ex-offender Job Training
Partnership Act (JTPA) trainees.” Evaluation Review, 20: 67-83.
Finn, P. (1998a). Successful job Placement for Ex-Offenders: The Center for
Employment Opportunities Series. Program Focus. Washington, DC: U.S. Department ofJustice, National Institute of Justice.
Finn, P. (1998b). Texas’ Project RIO: Re-Integration of Offenders. Washington, DC:
U.S. Department of Justice, National Institute of Justice.
Finn P. (1998c). Chicago’s Safer Foundation: A Road Back for Ex-Offenders.
Washington, DC: U.S. Department of Justice.
Finn P. (1999). Washington State’s Corrections Clearinghouse: A Comprehensive
Approach to Offender Employment. Washington, DC: U.S. Department of Justice, National
Institute of Justice.
Gaes, G., T. Flanagan, L. Motiiuk, and L. Stewart. (1999). “Adult correctional treatment.” In M.
Tonry and J. Petersilia (eds.) Prisons. Chicago: University of Chicago Press: 361-426.
Gillis, C.A., L.L. Motius, and R. Belcourt. (1998). Prison Work Program (CORCAN)
Participation: Post-Release Employment and Recidivism. Ottawa, Canada: Corrective Service
Canada.
Griffith, J.D., M.L. Hiller, K. Knight, and D.D. Simpson. (1999). “A cost-effective analysis of
in-prison therapeutic community treatment and risk classification.” The Prison Journal, 79: 352368.

25

Hagan, J. and R. Dinovitzer. (1999). “Collateral consequences of imprisonment for children,communities, and prisoners.” In M. Tonry and J. Petersilia (eds.) Prisons. Chicago: University of
Chicago Press: 121-162.
Hamlyn, B., and D. Lewis. (2000). Women Prisoners: A Survey of Their Work and Training
Experiences in Custody and on Release. Queen Anne’s Gate, London: Research, Development,
and Statistics Directorate.
Harer, M.D. (1994). “Recidivism among Federal prisoners released in 1987.” Journal of
Correctional Education 46(3): 98-127.
Inciardi, J.A., and S.S. Martin. (1997). “An effective model of prison-based treatment for druginvolved offenders.” Journal of Drug Issues, 27: 261-279.
Jacobs, J.B., R. McGahey, and R. Minion. (1984). “Ex-offender employment, recidivism, andmanpower policy: CETA, TJTC, and future initiatives.” Crime and Delinquency, 30: 486-506.
Knight, K., D.D. Simpson, and M.L. Hiller. (1999). “Three-year reincarceration outcomes forin-prison therapeutic community treatment in Texas.” The Prison Journal, 79: 337-351.
Laub, J. and Sampson, R. (2003). Shared Beginnings, Divergent Lives: Delinquent Boys to Age
70. Cambridge, MA: Harvard University Press.
Lipsey, M.W. and D.B. Wilson (2001). Practical Meta-Analysis. Thousand Oaks, CA: Sage.
Lynch, J.P. and W.J. Sabol (2001). Prisoner Reentry in Perspective (Urban Institute Crime
Policy Report). Washington, DC: The Urban Institute.
McGuire, J., ed. (1995). What Works: Reducing Reoffending. Chichester, UK: John Wiley.
Markley, H., K. Flynn, and S. Bercaw-Dooen. (1983). “Offender skills training and employment
success: An evaluation of outcomes.” Corrective and Social Psychology, 29: 1-11.
Martin, S.S., C.A. Butzin, C.A. Saum, and J.A. Inciardi. (1999). “Three-year outcomes oftherapeutic community treatment for drug-involved offenders in Delaware: From prison to work
release to aftercare.” The Prison Journal, 79: 294-320.
Mallar, C. D., and C.V.D. Thornton. (1978). “Transitional aid for released prisoners: Evidence
for the LIFE experiment.” Journal of Human Resources, 13(2): 208-236.
Menon, R., C. Blakely, D. Carmichael, and L. Silver. (1992). An Evaluation of Project
RIO Outcomes: An Evaluative Report. College Station, TX: Texas A&M University, Public
Policy Resources Laboratory.
Murray, I. (Undated). Making Rehabilitation Work: American Experience ofRehabilitating Prisoners. Visiting Fellow, Civitas. Washington, D.C.: Statistical Assessment
Service. Available at: http://www.civitas.org.uk/pdf/Rehab.pdf
Piliavin, I., and R. Gartner (1981). The Impact of Supported Work on Ex-Offenders. Madison,
WI: Institute for Research on Poverty and Mathematical Research, Inc.
Rossi, P.H., R.A. Berk, and K.J. Lenihan. (1980). Money, Work, and Crime: Experimental
Evidence. New York: Academic Press.

26

Rossman, S., S. Sridharan, C. Gouvis, J. Buck, and E. Morley. (1999). Impact of theOpportunity to Succeed (OPTS) Aftercare Program for substance-abusing felons:
Comprehensive final report. Washington, DC: The Urban Institute.
Sampson, R. and J. Laub. (1993). Crime in the Making: Pathways and Turning Points throughLife. Cambridge, MA: Harvard University Press.
Sampson, R. and J. Laub. (1997). “A life-course theory of cumulative disadvantage and thestability of delinquency.” Advances in Criminological Theory 7: 133-161.
Schochet, P.Z., J. Burghardt, and S. Glazerman. (2000). National Job Corps Study: The ShortTerm Impacts on Job Corps Participants’ Employment and Related Outcomes. Final Report.”
Princeton, NJ: Mathematica Policy Research, Inc.
Schochet, P.Z., J. Burghardt, and S. Glazerman. (2001). National Job Corps Study: The Impacts
on Job Corps Participants’ Employment and Related Outcomes.” Princeton, NJ: Mathematica
Policy Research, Inc.
Solomon, A., K.D. Johnson, J. Travis, and E. McBride. (2004). From Prison to Work: The
Employment Dimensions of Prisoner Reentry. Washington, DC: Urban Institute.
http://www.urban.org/UploadedPDF/411097_From_Prison_to_Work.pdf
Soothill, K. (1974). The Prisoner’s Release: A Study of the Employment of Ex-Prisoners.
London: George Allen and Unwin Ltd.
Soothill, K. (1999). “White-collars and black sheep.” Australian and New Zealand Journal of
Criminology, 32: 303-314.
Soothill, K., B. Francis, and E. Ackerly. (1997). “The value of finding employment for whitecollar ex-offenders.” The British Journal of Criminology, 37: 582-592.
Turner, S., and J. Petersilia. (1996). “Work release in Washington: Effects on recidivism andcorrections costs.” The Prison Journal, 76(2): 138-164.
Travis, J., A. Solomon, and M. Waul. (2001). From Prison to Home: The Dimensions andConsequencesof
Prisoner
Reentry.
Washington,
DC:
Urban
Institute.
http://www.urban.org/url.cfm?ID=410098
Uggen, C. (1999). “Ex-offenders and the conformist alternative: A job quality model of workand crime.” Social Problems, 46(1): 127-151.
Uggen, C. (2000). “Work as a turning point in the life course of criminals: A duration model ofage, employment, and recidivism.” American Sociological Review, 67: 529-546.
Uggen, C., and J. Staff. (2001). “Work as a turning point for criminal offenders.”
Corrections Management Quarterly, 5: 1-16.
Uggen, C., I. Piliavin, and R. Matsueda. (2002). “Jobs Programs and Criminal Desistance.”
Paper commissioned by the Urban Institute, Washington, D.C.
Virginia Department of Corrections. (1985). Evaluation of the Pre-and PostIncarceration Services of Virginia Community Action Reentry System, Inc. Washington, D.C.:
U.S. Department of Justice, National Institute of Justice, NCJ 103468.
Western, B., J.R. Kling, and D. Weiman. (2001). “The labor market consequences ofincarceration.” Crime and Delinquency 47(3): 410-427.
27

Webster, R., C. Hedderman, R. Turnbull, and T. May. (2001). Building Bridges to Employment
for Prisoners. Home Office Research Study 226. London: Home Office.
Wilson, D.B. (2002). “Macros for meta-analysis.” http://mason.gmu.edu/~dwilsonb/ma.html.
Wilson, D.B., C.A. Gallagher, and D.L. MacKenzie. (2000). “A meta-analysis of correctionsbased education, vocation, and work programs for adult offenders.” Journal of Research in
Crime and Delinquency 37(4): 347-368.
Wilson, D.B., C.A. Gallagher, M.B. Coggeshall, and D.L. MacKenzie. (1999). “A quantitative
review and description of corrections-based education, vocation, and work programs.”
Corrections Management Quarterly 3(4): 8-18.
Wormith, J.S., and M.E. Oliver. (2002). “Offender treatment attrition and its relationship withrisk responsivity, and recidivism.” Criminal Justice and Behavior, 29: 447-471.

28