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ピノッティ、パオロ。2017.「天国の扉をクリックする：移民の合法化が犯罪に及ぼす影響」American Economic Review、107（1）：138-68。
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米国やヨーロッパなどの国では、文書化されていない移民は正式に仕事をしたり、新しい経済活動を行ったりすることはできません。彼らは非公式な仕事しかできず、法的活動からの収入も低く、違法行為の機会費用が非常に低いため、違法行為に参加する傾向も高くなっています。ただし、正規移民と非正規移民は2つの異なるグループにすぎず、法的地位が犯罪率に及ぼす因果関係を表すことはできません。因果関係の特定プロセスには選択的なバイアスがある可能性があります。リスク回避度が低いか、法律に違反する傾向が高い人は、違法に滞在して自分で犯罪を犯す可能性が高くなります。
したがって、この論文では、ファジーRDD法を使用して、イタリア移民の犯罪率に対する移民合法化の影響を研究しています。臨界点の選択では、構造変化法が採用されています。つまり、臨界点は不明であり、準実験のランダム性をより確実にすることができます。著者らは、合法化により、合法移民の犯罪率がベースラインの1.1％から平均0.6パーセントポイント減少したことを発見しました。結果のロバスト性に関して、著者は密度テストとバランステストを実施しましたが、どちらもテストに合格しました。つまり、居住許可の割り当てが拒否されないという仮説は、臨界点の前後でランダムです。 。同時に、パラメータ推定とノンパラメトリック推定の結果はほとんど変わりません。著者はまた、実行変数（割り当て変数とも呼ばれる）の順序を0から6に変更し、帯域幅をカットオフ時間の1分から30分に変更し、申請者の固定効果を追加し、時間を変更しました。重要なポイントプラセボテストを使用して、多くの側面から結果の堅牢性を実証しました。最後に、著者はこの記事が直面する可能性のある識別の課題について説明し、結論のセクションで3つの警告を提示します。
I.制度的背景
イタリアの移民政策は需要によって推進されています。通常、毎年11月に、中央政府は翌年にさまざまなタイプの労働者の居住許可の割り当てを設定します。指定されたクリック日数で、イタリアの雇用主は、地元の居住者であろうと合法的な外国人居住者であろうと、移民に代わって申請することができます。成功した移民は雇用主のために働き続けることができ、他の仕事を見つけたり、新しいビジネスを始めたりすることもできます。雇用されていない場合は、6か月以内に仕事を見つける必要があります。そうでない場合は、イタリアを離れることしかできません。
A.クォータシステムの
移民には2つのタイプがあります。個人または家族で雇用されている介護者はタイプAの許可を取得し、企業の従業員はタイプBの許可を取得します。これは、建設労働者タイプB1と非建設労働者タイプB2にさらに分けることができます。さらに、イタリアは、許可の種類によって区別されない14の特権国に特定の割当を予約しており、これらの国は不法移民を管理するための二国間協定に参加しています。表1は、さまざまなタイプの移民の割り当て、アプリケーションの数、およびアプリケーションの数に対する割り当ての割合を示しています。この表から、どの特権国であるかもわかります。表から、移民の割り当てが不足していることを見つけるのは難しいことではありません。
上記のクオータ制は、申請者を1,751の異なるグループに分割することに注意してください：特権国からの移民の1,442グループ（103州×14民族グループ）と他の国からの移民の309グループ（103州×3種類の許可）：A 、B1およびB2）。各グループのすべての申請者は、同じ割り当て内でライセンスを求めて競争します。簡潔さを確保し、準乱数変動の主な原因がこの記事の識別戦略の中核であることを強調するために、この記事ではこれらのグループを「宝くじ」と呼びます。
B.タイプAおよびタイプBの申請者
原則として、家族と個人の両方がタイプAの許可証を使用して家事手伝いを保証する必要があります。しかし、不規則な移民は家族や友人を通して家事手伝い契約を簡単に得ることができます。または、家事手伝いのふりをして個人や組織に数千ユーロを支払い、合法的な移民になることもあります。家事手伝いを保証するための条件も、クリック日の前の先月の収入が800ユーロを超えている限り、非常に単純です。
この問題を確認するために、著者は、クリック日数ファイルのタイプA移民の発生率と特性を、ISMU調査でイタリアのロンバルディアからの移民と比較しました。（ISMUは、2001年から毎年非政府組織Iniziative e StudisullaMultietnicitàが実施している調査です。調査対象には、正規および不定期の移民が含まれ、年間約9,000人です。）表2から、このような異常は存在します。図1は、国籍別のより詳細な比較を示しています。
C.申請手続き
2007年以前は、申請手続きはすべて紙ベースのローリング処理でしたが、その際、データはスタッフによる手動入力が必要であり、非常に非効率的でした。したがって、2007年以降、デジタル化プロセス全体は毎年特定のクリック日に雇用主によって実行されます。申請書はオンラインで提出され、これらの申請書は電子システムで受信された順序で、先着順で処理されます。申請条件が満たされると、申請は成功し、申請者がイタリアに入国することを許可する入国ビザが出身国のイタリア領事館に送られます。移民は出身国に戻り、イタリアに再入国する必要があります。これまでイタリアに行ったことがないふりをします。アプリケーションがクォータに達すると、それ以上のアプリケーションは受け入れられなくなります。このメカニズムは、クォータが使い果たされる前後に居住許可を取得する可能性にブレークポイントを作成します。図2のパネルAとパネルBは、それぞれ、ミラノのタイプAとベルガモのタイプBの許可の1分あたりの申請数の変化と、時間の経過とともに許可を取得する可能性を示しています。この図から、タイプBの申請者の拒否率はタイプAの申請者よりも高いことがわかります。この違いは、不正な申請の発生率が高いか、地方の入国管理局による厳格な審査が行われているか、またはその両方を反映している可能性があります。
II。経験的戦略とデータ
A.RD設計
式（1）のLは処理変数です。申請者が2007年のクリック日に法的ステータスを取得した場合、L = 1、それ以外の場合は0になります。申請者が来年イタリアで犯罪を犯した場合、C = 1、それ以外の場合はC = 0。方程式の右辺の最初の項目は、クリック日後の申請者の犯罪率に対する法的地位の平均処理効果です。この図は、選択バイアスを表しており、申請時期に関連する可能性のある他の決定的要因の影響、つまり法的地位を取得する可能性を要約しています。
Xは申請時間を表し、X = 0は臨界点、Z≡1{X≤0}は治療割り当てダミーです。申請者が臨界点の前に申請する場合、Zは1です。
次に、
臨界点付近の犯罪に対するZの影響の簡略化された形式が決定されます。クリティカルポイントの時間はすべてのアプリケーションの時間によって決定され、クリック日後にのみアナウンスされるため、ZはX = 0の狭い帯域幅内でランダムに割り当てられたと見なすことができます。
著者は、臨界点までの確率の第1段階の違いを処理することにより、簡略化された形式の効果を再調整します。
式（2）の比率は、臨界点付近の準拠者の犯罪率に対する法的地位の地域平均治療効果（LATE）です。なお、解約前（解約後）に受理された申請の却下（受理）は、申請者の特性に依存する可能性があり、申請者の特性も犯罪性向に関係していることに注意してください。著者は、ZをLの操作変数として取り、2段階最小二乗法を使用して式（2）を推定し、Xの多項式をパラメトリックに制御するか、サンプルを臨界値の狭い帯域幅に制限します。ノンパラメトリックな方法で。
B.
移民データおよび犯罪データを含むデータ。移民データには、申請者の出身国、年齢、性別、申請された許可の種類、申請者が所在する州、申請の時期、および申請の結果が含まれます。この記事では、時間枠を臨界点の前後1時間に制限し、応募者を男性に制限して、最終的に110,337人の応募者のサンプルを保持します。申請されたデータは、警察によって個人レベルで報告されたすべての犯罪者の前科と一致します。これらの前科は、強盗、盗難、麻薬密売、密輸、強奪、誘拐、殺人とレイプ。具体的な指標には、犯罪の種類、犯罪が発生した月、犯罪者が公に逮捕されたかどうかなどがあります。移民法に違反することは重大な犯罪を構成しないことは言及する価値があります。
さらに、この記事の構成変数は、宝くじの臨界点に対する各アプリケーションの遅延時間です。この記事のRD設計と通常見られるRDの違いは、処理の割り当てが事前に定義されたしきい値ルールに依存せず、ブレークポイントが不明であり、すべてのアプリケーションの時間と結果に依存することです。同じ宝くじによって提出されました。上記の設定に基づいて、著者は各宝くじの構造的ブレークポイントの存在をテストするためにAndrews（1993）テストを実施しました。このテストでは、「最も可能性の高いブレークポイント」を特定し、構造的なブレークポイントの重要性をテストできます。図2の垂直線は、ミラノとベルガモによって推定された構造上のブレークポイントを示しています。ほとんどの宝くじ（応募者の98％を含む）では、構造的なブレークポイントがないというヌル仮説がテストで拒否されます。推定ブレークポイントの中央値は午前8:39:06で、ほとんどの割り当ては9より前に使い果たされました朝の時間。
III。結果
A.ベースラインの見積もり
図3は、クリック日の前後の申請者1人あたりの犯罪数の変化を示しています。クリック日の前の年（2007年）には有意なブレークポイントはなく、臨界値の前後の犯罪率は約1.1％でした。Click days（2008）の実施後、10％レベルで有意な効果があり、-0.3パーセントポイントでした。つまり、クリティカルポイントの左側の申請者の犯罪率が低下しました。2SLSの推定効果は、犯罪率が0.6％減少することです。（詳細は表3を参照）
式（3）は、準拠の平均特性です。g（K）は、個々の特性Kの分布です。式の右辺は、Lの操作変数としてZを使用することにより、g（K）Lを推定するために使用できます。
さまざまなタイプの申請者を具体的に分析すると、犯罪率の低下は完全にタイプAの申請者によって引き起こされていることがわかります。クリック日の前は、これらの申請者の犯罪率は1.8％でしたが、合法化後は1.3に減少しました。パーセンテージポイント（図3および表3の列2からわかるように）。そして、Bタイプの応募者はほとんど影響を受けませんでした。
次に、著者は、平均特性の違いと構成変数の密度テストという2つの側面から、結果がある程度信頼できることを示しています。具体的な結果を図4と図5に示します。
表4は、2SLSカーネルの局所線形回帰の結果を示しています。帯域幅の選択に関して、著者は、Imbens and Kalyanaraman（2012）（IK2012と呼ばれる）およびCalonico、Cattaneo、およびTitiunik（2014）（CCT2014と呼ばれる）の標準をそれぞれ採用しました。
高次の多項式とより小さな帯域幅は、より大きな漸近分散を犠牲にしてバイアスを低減するため、図6は、これら2つの形式の感度テストを示しています。図6は、パラメトリック回帰とノンパラメトリック回帰のさまざまな仕様によって推定された法的ステータスの2SLS係数と信頼区間を示しています。パラメトリック手法とノンパラメトリック手法の異なる仕様を使用する場合、推定値は非常に類似していることがわかります。
図7は、この推定値を1,000個のプラセボの分布と比較しています。宝くじの臨界点をランダムに配置し、「偽の」構成変数X̃を各適用時間とプラセボカットオフポイントの差として計算し、犯罪の確率でX̃ = 0.32の不連続性を推定することにより、それぞれは次のようになります。推定プラセボを取得しました。図7のp値は、法的地位には影響がないという帰無仮説の下で解釈できます。推定偏差は、推定係数のサイズを説明するのに十分です。
B.
識別に対する脅威このセクションでは、この記事の2つの識別の課題を分析し
ます。1。申請者が常にイタリアにいることを確認することはできません。
- ClickDaysの前のイタリアでのプレゼンス。
前の議論で、著者は、申請者のほとんどがイタリアにいたと信じています。ただし、一部の申請者は入国管理規則を遵守し、申請時にイタリアにいない可能性もあります。したがって、これらの移民はクリック日の数日前にイタリアで犯罪を犯すことはなく、合法的な移民の犯罪率は不規則な移民と比較して比較的高いです。この可能性の存在は、推定結果の偏差につながる可能性があります。
- 出身国での入国ビザの収集
合格者は、イタリアに入国する前に、出身国のイタリア大使館からビザを取得する必要があります。申請者の大多数はクリック日の時点ですでにイタリアにいましたが、最終的に居住許可を取得するには、この手順に従う必要があります。したがって、クリック日から数週間以内に、合格者は出身国に旅行する必要があり、イタリアにはほとんど時間がありません。原則として、この事実は、クリック日から1年以内に合法移民の犯罪率が低下したことを部分的に説明することができます。しかし、実際には、1年以内に犯罪傾向に有意差がない場合、法定申請者は、犯罪率を0.6％（ベースライン1.1％）減らすために、半年以上イタリア国外に滞在する必要があります。具体的な結果を表5に示します。表5の列（2）と（3）は、イタリアからさまざまな距離にある原産国の影響を示しています。さらに、効果がイタリア国外で過ごした時間によって引き起こされる場合、遠く離れた申請者は、帰国の費用が高くなるため、出身国でより長い時間を過ごす可能性があります。したがって、著者はさらに、クリック日後のさまざまな期間の犯罪に対する法的地位の影響を比較し、期間が前四半期に短縮されたとしても、係数は依然として有意であることを発見しました。また、図8から、効果が時間とともに変化することがより明確にわかります。全体として、申請者のさまざまなサブサンプルと1年のさまざまな期間に関する表5の証拠は、効果がイタリア国外で過ごした時間によって引き起こされる可能性を排除しているようです。
2.測定バイアス
第1に、一部の犯罪は報告されていないため、申し立てられた犯罪は犯された犯罪を過小評価することがよくあります。第二に、警察によって記録された犯罪者は、申請者の名前、国籍、および生年月日と照合する必要があるため、照合プロセスで体系的なエラーが発生する可能性があります。
写真は、警察によって刑事報告された移民を表してい
ます。
表5の最後の列は、露骨に逮捕された犯罪者の結果を示しています。
さらに、著者は、合法移民の場合、犯罪が報告される可能性が不法移民のそれよりも高いと考えているため、データは不法移民と比較して合法移民の犯罪率を過大評価している可能性があります。したがって、この論文で推定された係数は、真の効果の下限と見なすことができます。
C.チャネル
まず、法的地位により、2007年から2008年にかけて移民の犯罪率が低下しました。第二に、平均係数は、申請者間の極端な異質性を隠します。特に、Aタイプの申請者には大きな影響を与えますが、Bタイプの申請者の犯罪率には影響しません。タイプAの申請者には、犯罪と労働市場への参入の間をさまよっている多数の人々が含まれる場合があります。労働市場の機会の重要性をさらに調査するために、この記事では犯罪と保証人の種類の異質性についても調査します。具体的な結果を表6に示します。タイプAの申請者にとって、法的地位は経済犯罪に重大な影響を及ぼします。保証人に関しては、彼らは外国の保証人によってより推進されており、これは上記の誤った家事手伝いと一致しています。
IV。結論
結論のセクションでは、著者は主に次の3つの警告を提示し
ます。1。イタリアを背景としてこの記事で得られた結果は、制度的背景が大きく異なる国にすぐに拡張することはできません。
これらのレベルでの法的地位の影響は、新たに合法化された移民の犯罪行動の変化の可能な推進要因として雇用機会と賃金を改善する役割を強調します;
3.すべての合法化イベントは、将来のさらなる記憶喪失への期待につながる可能性があります。その後の数年間でより高い移民圧力につながる。
これは、直接ダウンロードして使用できる記事のプログラムとコードです。ダウンロードリンクは次のとおりです。
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