不均衡な影響

米国の法律における不均衡な影響とは、雇用主や家主が適用する規則が形式的には中立であるにもかかわらず、保護される特性を持つあるグループの人々に他のグループよりも悪影響を与える雇用、住宅、その他の分野における慣行を指します。保護されるクラスは法律によって異なりますが、ほとんどの連邦公民権法では、人種、肌の色、宗教、国籍、性別が保護される特性とみなされており、一部の法律では障害の有無やその他の特性も保護対象としています。

1964 年公民権法第 7 編の違反は、雇用慣行またはポリシーが、保護対象クラスのメンバーに、保護対象クラスのメンバー以外の人と比較して不釣り合いに悪影響を与えることを示すことによって証明できます。^[1]したがって、第 7 編の不均衡な影響理論は、雇用主が「保護対象クラスのメンバーに不当な悪影響を与える、表面上は中立的な雇用慣行を使用することを禁止しています。表面上は中立的な雇用慣行とは、表面上は差別的ではないように見える慣行のことです。むしろ、その適用または効果において差別的です。」^[2]不均衡な影響が示された場合、被告雇用主が問題の慣行またはポリシーが問題の職務の要件と明白な関係があることを証明しない限り、原告は意図的な差別を証明する必要がなく勝訴できます。^[3] これは「業務上の必要性」の抗弁です。^[1]

1964年公民権法第6編など、一部の公民権法には、民事訴訟権を創設する不均衡影響条項は含まれていないが^[4]、連邦政府はこれらの法律に基づいて不均衡影響の請求を追求することができる。^[5]明示的な不均衡影響条項は含まれていないが、米国最高裁判所は、1967年雇用年齢差別禁止法^[6]と1968年公正住宅法が不均衡影響に対する訴訟原因を創設すると判断した。^[7]

不均衡な影響の考え方は、EU内で制度的差別と実質的平等に関して適用されてきた。 ^[8]

不均衡な影響は実質的平等、つまりグループの結果の平等に違反するものである。^[9]対照的に、不均衡な取扱いは形式的な機会均等に違反するものである。^{[10] [11]}

不均衡な影響はタイトル VII に基づく法的責任理論であるが、悪影響はその理論の 1 つの要素であり、雇用慣行がタイトル VII によって保護されているクラスに与える影響を測定する。従業員選択手順に関する統一ガイドラインでは、悪影響は「人種、性別、または民族グループのメンバーに不利に働く、採用、昇進、またはその他の雇用決定における選択率が大幅に異なること」と定義されている。^[12]「大幅に異なる」率は、通常、政府の執行またはタイトル VII 訴訟の設定で、80% ルール、統計的有意性テスト、および/または実際的有意性テストを使用して定義されます。悪影響は、しばしば「不均衡な影響」と互換的に使用されます。これは、不均衡または悪影響に関する最も重要な米国最高裁判所の判決の 1 つであるGriggs v. Duke Power Co.、1971 で造られた法律用語です。悪影響は、多数派グループの個人が少数派グループよりも優先されることを意味するものではありません。しかし、悪影響があるということは、採用プロセスにおいて差別の「可能性」があることを意味し、調査が必要になる可能性がある。^[13]

80%テストは、もともと1971年にカリフォルニア州公正雇用慣行委員会（FEPC）が招集した32人の専門家の委員会（テストに関する技術諮問委員会、またはTACTと呼ばれる）によって策定され、1972年10月にカリフォルニア州従業員選考手順に関するガイドラインを発行しました。これは、80%テストを悪影響の文脈で挙げた最初の公式政府文書であり、後に1978年の従業員選考手順に関する統一ガイドラインに成文化され、米国雇用機会均等委員会（EEOC）、労働省、司法省がタイトルVIIの施行に使用した文書です。^[14]

もともと、従業員選考手順に関する統一ガイドラインでは、企業の選考システムが少数派グループに「悪影響」を与えているかどうかを判断するための単純な「80 パーセント」ルールが規定されていました。このルールは、求職者の採用率に基づいていました。たとえば、XYZ 社が、主に男性が占める職種に応募した男性の 50 パーセントを採用し、女性の応募者の 20 パーセントしか採用しなかった場合、この 2 つの採用率の比率を見て、差別問題があるかどうかを判断できます。20:50 という比率は、女性の応募者の採用率が男性の応募者の採用率の 40 パーセントにすぎないことを意味します。つまり、20 を 50 で割ると 0.40 となり、これは 40 パーセントに相当します。明らかに、40 パーセントは、採用率の許容可能な差として恣意的に設定された 80 パーセントよりはるかに低いです。したがって、この例では、XYZ社は、女性雇用率よりもはるかに高い割合で男性を雇用することには正当な理由があることを証明するよう求められた可能性がある。1980年代以降、米国の裁判所は80パーセントルールの恣意性に疑問を呈しており、統一ガイドラインが最初に発行されたときよりもこのルールの重要性は低下している。米国雇用機会均等委員会の2007年の覚書は、より擁護可能な基準は、企業の特定のグループの雇用率と、企業が単に無作為に人々を選んだ場合に発生する率を比較することに基づくべきであると示唆している。^[15]

80% の閾値では、偽陽性が大量に発生する可能性があります。次の関係を使用して、効果サイズの尺度を変換できます。^{[16] [17]}ここで、はCohen の d、はオッズ比、はピアソン相関、は標準正規累積分布関数です。決定係数は相関の 2 乗です。項は、グループのメンバーがグループのメンバーよりも高いスコアを取得する確率です。不均衡な影響があるかどうかを判断するためによく使用されるオッズ比のセットについては、^[18]効果サイズを次のように変換できます。 $${\displaystyle d={{\sqrt {3}} \over {\pi }}\log {\text{OR}},\quad d=2{\sqrt {\rho ^{2} \over {1-\rho ^{2}}}},\quad \mathbb {P} (X>Y)=\Phi (d/{\sqrt {2}})}$$${\displaystyle d}$${\displaystyle {\text{OR}}}$${\displaystyle \rho}$${\displaystyle \Phi (\cdot )}$ ${\displaystyle R^{2}}$${\displaystyle \mathbb {P} (X>Y)}$${\displaystyle X}$${\displaystyle Y}$

これらのさまざまな効果サイズの尺度を使用すると、いくつかの一般的な解釈に基づいてギャップのサイズを定量的に判断できます。特に、効果サイズは次のように解釈できます。

• 説明される変動の量（決定係数）
• 標準偏差（コーエンのd）による差
• より高いスコアを獲得する確率

オッズ比を介して 80% ルールを適用すると、差別を想定するための閾値オッズ比は 1.25 であることを意味します。したがって、効果サイズの他の尺度は次のようになります。これは、結果の変動の 0.4% が説明され、2 つのグループ間に 0.123 の標準偏差の差がある場合に、差別が存在すると想定されることを意味します。これらの量は両方とも十分に小さいため、許容できないレベルでの差別の偽陽性例が見つかるのではないかという重大な懸念があります。格差が差別によるものであると想定するための閾値が高いほど、たとえばオッズ比が 2～3 であれば、偽陽性の可能性は低くなります。 $${\displaystyle \rho =0.061,\quad R^{2}=0.004,\quad d=0.123,\quad \mathbb {P} (X>Y)=0.535}$$

悪影響の実際的重要性の概念は、統一ガイドラインのセクション 4D で初めて導入されました。^[19]では、「選択率の差が小さくても、統計的にも実際的にも重要な場合は、悪影響となる可能性がある」と述べられています。連邦裁判所のいくつかの判例では、結果の「実用性」または「安定性」を評価するために、悪影響分析に実際的重要性テストが適用されています。これは通常、焦点グループのメンバーの選択ステータスを「不合格」から「合格」に仮想的に変更した後、統計的重要性テストの変更を評価することによって行われます (たとえば、Contreras v. City of Los Angeles (656 F.2d 1267, 9th Cir. 1981)、US v. Commonwealth of Virginia (569 F.2d 1300, 4th Cir. 1978)、およびWaisome v. Port Authority (948 F.2d 1370, 1376, 2d Cir. 1991) を参照)。

この形態の差別は、雇用主が差別を意図していない場合にも発生します。逆に、特定のグループのメンバーの雇用結果に大幅な違いをもたらし、仕事の成功とは無関係であるにもかかわらず、同一の基準や手順が全員に適用された場合に発生します。注目すべき重要な点は、不均衡な影響はそれ自体では違法ではないということです。 ^[20]これは、雇用主が不利な影響を引き起こしている雇用慣行を「問題の職位に関連し、事業上の必要性と一致する」ものとして正当化できない場合（「事業上の必要性の抗弁」と呼ばれる）にのみ、不均衡な影響が違法になるためです。^[21]

不均衡影響理論は、1968年公民権法第8編（公正住宅法としても知られる）の住宅問題にも適用される。この問題を扱った10の連邦控訴裁判所はいずれも、不均衡影響責任理論を通じて公正住宅法違反を立証できると判断した。公正住宅法を管轄する連邦政府機関、米国住宅都市開発省の公正住宅・機会均等局は、2011年11月16日に規制案を発表し、公正住宅法のケースで住宅都市開発省が不均衡影響をどのように適用するかを定めた。2013年2月8日、住宅都市開発省は最終規則を発表した。^[22]

2015年まで、米国最高裁判所は、公正住宅法が不均衡影響の申し立てを認めているかどうかをまだ決定していませんでした。この問題は、2012年以降、最初はマグナー対ギャラガー、次にマウントホリー町対マウントホリーガーデンズ市民の訴訟で、最高裁判所に2度持ち込まれました。どちらの訴訟も最高裁判所が判決を下す前に和解しました。オバマ政権は和解を奨励していました。これは、この問題に関する最高裁判所の判決が不均衡影響理論に敵対的となり、住宅差別の執行が弱まることを公民権団体が懸念したためです。^{[23] [24]}

2015 年 6 月 25 日、テキサス州住宅・コミュニティ局対インクルーシブ コミュニティ プロジェクト社の訴訟で、最高裁判所は 5 対 4 の判決で、差別的影響の訴えは公正住宅法の下で認められるとの判決を下しました^[7]。ケネディ判事の意見では、「差別的影響の訴えの承認は、タイトル VII や ADEA と同様に、国の経済の一分野における差別的慣行を根絶するために制定された FHA の中心的な目的とも一致しています。十分な正当性もなく少数民族を不当に特定の地域から排除する違法なゾーニング法やその他の住宅規制を標的とした訴訟は、差別的影響責任の中心にあります... FHA の下での差別的影響責任の承認は、差別的意図を明らかにする上で重要な役割を果たします。これにより、原告は、差別的取扱いとして簡単に分類できない無意識の偏見や偽装された敵意に対抗することができます。」包括的コミュニティに関する裁判所の判決によれば、住宅差別の不均衡な影響を証明するためには、以下のことが行われなければなりません。

• まず、原告は、政策や慣行と格差の影響または統計的格差との間に明白な因果関係を描き、一見したところの訴訟の根拠を示さなければなりません。ケネディ判事は、「統計的格差に依拠する格差の影響の主張は、原告がその格差の原因となった被告の政策を指摘できない場合には、失敗する」と述べています。ケネディ判事は、「政策は、人為的、恣意的、不必要な障壁でない限り、格差の影響の要件に反するものではない」とも述べています。
• 第二に、被告は「問題となっている慣行が、1つ以上の実質的かつ正当な非差別的利益を達成するために必要であること」を証明する機会を持たなければならない。^[25]被告がそうできない場合は、原告の不均衡影響の主張が優先される。
• 最後に、被告が「第2段階でその責任を果たした」場合、原告は「争われている慣行を支持する実質的、合法的、非差別的利益が、差別的影響の少ない別の（すなわち代替の）慣行によって満たされる可能性があることを証明することで勝訴する可能性がある」[ ^25] 。原告がそうできない場合、その不均衡影響の主張は失敗することになる。

不均衡影響理論は、公民権法の不均衡な取扱い規定や米国憲法の平等保護の保証とは対照的です。たとえば、仮に消防署が 100 ポンド テストを使用した場合、その方針は女性の求職者を不当に雇用から排除する可能性があります。前述の 80% ルールの下では、不合格となった女性の求職者が 100 ポンド テストに合格した割合が男性の合格率の 80% 未満であれば、消防署に対する不均衡影響「差別」の明白な事例となります。女性求職者による訴訟を避けるために、消防署は応募者プールから誰も採用しない可能性があります。言い換えると、消防署は合格した求職者の多くが男性であるという理由で誰も採用しない可能性があります。したがって、雇用主は性別を理由に合格した男性求職者を意図的に差別したことになり、それは違法な不均衡な取扱いと憲法の平等保護の権利の侵害に相当する可能性があります。 2009年のリッチ対デステファーノ事件で、米国最高裁判所は、消防署が白人消防士の昇進を拒否することで違法な差別的取扱いを行ったと判決を下した。これは、昇進に必要な試験に不合格となった黒人およびヒスパニック系消防士による潜在的な訴訟における差別的影響責任を回避するためであった。この事件で最高裁判所は憲法問題には触れなかったが、スカリア判事の同意意見は、消防署が憲法上の平等保護の権利も侵害したことを示唆した。リッチ事件以前にも、下級連邦裁判所は、潜在的な差別的影響責任を回避するためにとられた措置は、憲法上の平等保護の権利を侵害するとの判決を下している。そのような事件の1つが、第7巡回区控訴裁判所のビオンド対イリノイ州シカゴ市である。

トーマス・ソウェルは、結果の格差が差別によって引き起こされると仮定するのは論理的な誤りであると主張している。^[26]

2013年、雇用機会均等委員会（EEOC）は、採用プロセスにおける典型的な犯罪歴および信用調査の使用に対して、EEOC対フリーマン訴訟^[27]を起こした。EEOCは、雇用主が有罪判決を受けた犯罪者や債務者をふるいにかける正当かつ人種に中立的な理由は数多くあることを認めながらも、米国の少数民族は白人アメリカ人よりも信用履歴の悪い犯罪歴を持つ有罪判決を受けた犯罪者である可能性が高いため、この慣行は差別的であるという理論を提示した。したがって、雇用主は採用の際に犯罪者や債務者を含めなければならない。この事件で、米国地方裁判所のロジャー・タイタス判事は、EEOCの行動は「理論を裏付ける事実を模索したもの」であるとして、不均衡影響理論に断固反対の判決を下した。 「この種の訴訟を起こすことで、EEOC は多くの雇用主を「ホブソンの選択」に追い込み、一方では従業員が犯した犯罪行為や詐欺行為に対する潜在的な責任を負い、他方ではほとんどの雇用主が重要と考える情報を利用したことで EEOC の怒りを買うことになりました。犯罪歴や信用調査に基づく差別的影響の申し立てを正当化するには、もっと何かを利用する必要があります。それよりも少ないものを要求することは常識の使用を非難することであり、これはこの国の法律が要求していることとはまったく異なります。」

格差は基礎変数（交絡）の影響を受ける可能性があり、これは格差がグループメンバーシップに基づかない基礎的な差異によるものであることを意味します。 2 つのグループ間の賃金格差が差別によるものかどうかを調査する場合、賃金について次のように多重回帰モデルを構築できます。ここで、 は交絡変数、はグループメンバーシップを示す二値変数、は正規分布するランダム変数です。 回帰モデルで潜在的な交絡変数を修正した後、グループメンバーシップが関心のある量にまだ影響を及ぼしているかどうかを判断できるはずです。重要な交絡変数を省略しておらず、p ハッキングを行っていない場合は、統計的に有意なことは、正または負の差別の可能性が高いことを示唆しています。 ${\displaystyle y}$$${\displaystyle y=\underbrace {\beta _{0}} _{\text{切片}}+\underbrace {\sum _{i=1}^{p}\beta _{i}x_{i}} _{\text{交絡変数}}+\underbrace {\gamma G} _{\text{グループメンバーシップの影響}}+\underbrace {\epsilon } _{\text{誤差項}}}$$${\displaystyle x_{i}}$${\displaystyle G\in \{0,1\}}$${\displaystyle \epsilon \sim {\mathcal {N}}(0,\sigma ^{2})}$ ${\displaystyle |\gamma |>0}$

たとえば、次の差異は交絡因子によって説明できます。

• 消防士に女性があまり多くない理由^{[28]は、消防士には}体力が必要であることと、人間の生理学における性差によって説明できる。^[29]
• Uberの運転手の間では、男女間の賃金格差が7％ありましたが、これは乗車の出発地と時間（時間と場所）、運転手の経験の長さ、運転速度という3つの要因によって説明されました。^{[30] [31]}
• 交絡因子を考慮した後でも、米国における警察の致死的武力の使用と致死的ではない武力の使用には違いが残っているが、交絡因子を考慮すると人種と致死的武力の間には関係がないように見える。^[32]

• グリッグス対デューク電力会社、 401 U.S. 424 (1971) — 不均衡影響の理論を確立。 1964年公民権法第7条は不均衡影響訴訟を認めていると判決。
• ラウ対ニコルズ事件、 414 U.S. 563 (1974)
• アルベマール・ペーパー社対ムーディー事件、 422 U.S. 405 (1975)
• ワシントン対デイビス事件、 426 U.S. 229 (1976)
• アーリントンハイツ村対メトロポリタン住宅開発公社、 429 U.S. 252 (1977)
• チームスターズ対アメリカ合衆国、431 U.S. 324 (1977)
• ヘイゼルウッド学区対アメリカ合衆国、 433 U.S. 299 (1977)
• ドタード対ローリンソン事件、 433 U.S. 321 (1977)
• ゼネラル・ビル・コントラクターズ・アソシエーションズ対ペンシルバニア州、458 U.S. 375 (1982)
• 保護者協会対民事サービス委員会、463 U.S. 582 (1983)
• ワトソン対フォートワース銀行＆トラスト、 487 U.S. 977（1988）
• ハンティントン町対NAACP、488 U.S. 15（1988）
• ウォーズ・コーブ・パッキング社対アトニオ、 490 U.S. 642 (1989)
• アレクサンダー対サンドバル、 532 U.S. 275（2001）— 1964年公民権法第6条は民間人による差別的影響訴訟を認めていないと
• レイセオン社対ヘルナンデス事件、540 U.S. 44 (2003)
• スミス対ジャクソン市、 544 U.S. 228（2005）— 1967年の雇用年齢差別禁止法は不均衡影響訴訟を認めていると判断
• ミーチャム対ノルズ原子力研究所、 554 U.S. 84 (2008)
• リッチ対デステファノ事件、 557 U.S. 557 (2009)
• テキサス州住宅・コミュニティ局対インクルーシブ・コミュニティ・プロジェクト社、 No. 13-1371、576 U.S. ___ (2015) —公正住宅法は不均衡な影響訴訟を認めていると
• Brnovich v. Democratic National Committee、No. 19-1257、594 U.S. ___ (2021) — 1965年投票権法第2条に基づいて提起された 「投票拒否」の申し立てを評価するための不均衡影響の使用を制限した
• マリエッタ記念病院従業員健康保険プラン対ダビタ社、No. 20-1641、596 U.S. ___ (2022)

• 因果推論
• 差別的な扱い
• 住宅差別
• 間接差別（十分な差異的影響が同等）
• ジュリメトリクス
• 公正住宅・機会均等局
• 回帰分析
• シンプソンのパラドックス#カリフォルニア大学バークレー校のジェンダーバイアス

• 公正住宅・機会均等局
• 不均衡な影響が発生したかどうかを評価する無料のオンラインソフトウェア
• 公正住宅法に基づく不均衡な影響の説明と概要例