Convergente validiteit van de modified Child Psychopathy Scale

Transcriptie

1 Convergente validiteit van de modified Child Psychopathy Scale Meet de mcps de affectieve en interpersoonlijke aspecten van psychopathie? Afstudeerscriptie Master Klinische Forensische Psychologie aan de Universiteit van Amsterdam Auteur: Nouchka van der Veen Studentnr.: Begeleider: B.J. Verschuere Datum: 6 februari 2013

2 N. van der Veen (studentnr ) Inhoudsopgave Abstract... 3 Inleiding... 3 o De prevalentie van psychopathie... 3 o Facetten van psychopathie... 4 o Affectieve en interpersoonlijke aspecten van psychopathie... 5 o Psychopathie bij adolescenten... 6 o Het meten van psychopathische trekken... 7 o The modified Child Psychopathy Scale... 7 Probleemstelling... 8 Methoden Procedure Proefpersonen Materiaal Resultaten Missing data Preliminaire analyses o Volgorde-effect o Storende variabelen o Assumptie van normaliteit Interne consistentie Convergente validiteit van de mcps o Unieke verbanden o Storende factoren Discussie Opmerkingen o Kanttekeningen met betrekking tot valse positieven o Kanttekeningen met betrekking tot de steekproef o Kanttekeningen met betrekking tot de procedure o Kanttekeningen met betrekking tot de factoren van de mcps Conclusie o Meet de mcps de interpersoonlijke trekken van psychopathie? o Meet de mcps de affectieve trekken van psychopathie? o Antwoord op de hoofdvraag Vervolgonderzoek Implicaties voor de toekomst Referenties Bijlagen : Extra toelichting inleiding : Bivariate correlaties 3-factorenmodel : Partial correlaties als er gecontroleerd wordt voor storende factoren : De Nederlandse vertaling van de TOSCA-A

3 Afstudeerscriptie: Convergente validiteit van de modified Child Psychopathy Scale (mcps) Abstract Het is belangrijk psychopathische trekken vroeg te onderscheiden, daar uit onderzoek is gebleken dat jongeren met psychopathische trekken een verhoogde kans op recidive hebben en slechte behandelresultaten behalen. Identificatie van potentiële veelplegers zal bijdragen aan de ontwikkeling van interventiemethoden gericht op recidivevermindering specifiek voor deze doelgroep. De modified Child Psychopathy Scale (mcps) is een vragenlijst die zowel de affectieve-interpersoonlijke als de antisociale-levensstijlkenmerken van psychopathie beoogt te meten bij adolescenten. Eerder onderzoek heeft de convergente validiteit van de antisociale-levensstijlkenmerken bewezen. Er zijn echter nog twijfels of de mcps de affectieveinterpersoonlijke factor wel voldoende omvat om indicatief te zijn voor psychopathie als geheel. Huidig onderzoek richt zich daarom op de validiteit van de affectieve-interpersoonlijke factor van de mcps, door de scores op de mcps te vergelijken met criterium gerelateerde variabelen: narcisme, machiavellisme, empathie en schuldgevoel. Er zijn onder 37 adolescenten verbanden tussen de mcps en de criteriumvariabelen gevonden, bijvoorbeeld tussen de mcps en een instrument dat de gehele affectieve-interpersoonlijke factor meet (ICU). Binnen de interpersoonlijke trekken is alleen een relatie met narcisme gevonden. Verder zijn er geen relaties met de affectieve trekken gevonden. Binnen het 3-factorenmodel kwamen er echter wel verbanden met de affectieve factor naar voren. In conclusie lijkt het erop dat de mcps de affectieve kenmerken meet, maar mogelijk slechts enkele interpersoonlijke trekken detecteert. Inleiding Gedurende de adolescentie is er veelal sprake van een toename van antisociaal gedrag. Toch zijn niet alle jongeren delinquent. De helft van alle delicten door jongeren wordt gepleegd door een kleine groep adolescenten die later op volwassen leeftijd delinquent gedrag blijft vertonen (Moffit, 1993; zie Bijlage 1 voor Figuur 1). Deze hardnekkige delinquenten worden ook wel life-course persistent-plegers of veelplegers genoemd. Deze groep wijkt vooral van de adolescent limited-plegers af door op jongere leeftijd delinquent gedrag te vertonen (Poythress, Dembo, Wareham & Greenbaum, 2006) en niet op te houden zodra zij de volwassenheid bereiken (Moffit, 1993). Gebleken is dat volwassenen met een hogere score op psychopathie, net als veelplegers, op jongere leeftijd beginnen met het vertonen van delinquent gedrag (Poythress et al., 2006). Bovendien wordt er steeds meer bewijs gevonden dat psychopathie binnen forensische steekproeven een krachtige voorspeller is van slechte behandeluitkomsten, gewelddadige- en seksuele recidive, en in mindere mate van niet-gewelddadige recidive (Poythress et al., 2006; De Ruiter & Scholing, 2003). Gezien de hoge recidivecijfers van deze groep daders (circa 70 procent recidive bij een follow-up periode van vijf tot zeven jaar) en de grote maatschappelijke kosten die deze groep met zich meebrengt, is hier nog veel winst te behalen (De Ruiter & Scholing, 2003). Het is belangrijk om psychopathische trekken vroeg te onderscheiden, omdat gebleken is dat er een sterke correlatie bestaat tussen jongeren met deze trekken en veelplegers. Identificatie van potentiële veelplegers zal mogelijk bijdragen aan de ontwikkeling van nieuwe, meer succesvolle interventiemethoden gericht op recidivevermindering bij deze doelgroep (Dolan, 2004). DE PREVALENTIE VAN PSYCHOPATHIE De diagnose psychopathie is geen zeldzaamheid binnen de forensische setting. Afhankelijk van het criterium dat men hanteert (een score van 26 of 30 op de Psychopathie Checklist-Revised; Hare, 2003), voldeed 21 tot 35 procent van een groep van 98 TBS-gestelden aan de diagnose psychopathie (De Ruiter & Scholing, 2003). Dolan (2004) vond in een Amerikaanse steekproef soortgelijke cijfers: een prevalentie van 15 tot 21 procent onder gedetineerden. Binnen een Nederlandse gevangenispopulatie vonden Hildebrand, de Ruiter en Nijman (2004) bij 22 procent een PCL-R score van boven de 30. Er wordt verwacht dat de prevalentie van psychopathie bij ambulante forensische cliënten in Nederland eveneens rond de 20 à 25 procent ligt, maar hier is nog maar weinig onderzoek naar gedaan (De Ruiter & Scholing, 2003). Binnen de algemene populatie is de vermoede prevalentie van psychopathie onder volwassenen 1 procent (Dolan, 2004). Veel onderzoek naar prevalentie is gebaseerd op cut-off scores en vanuit de gedachte dat iemand of wél of géén psychopaat is. Uit recenter onderzoek (Edens, Lilienfeld, Marcus & Poythress, 2006; Walters et al., 2007; Hare & Neumann, 2008) bleek echter dat psychopathie eigenlijk, net als andere persoonlijkheidsstoornissen, gezien moet worden als een dimensionaal concept. Het lijkt een combinatie van persoonlijkheids- 3

4 N. van der Veen (studentnr ) eigenschappen die mensen in diverse combinaties in meer of mindere mate kunnen hebben. Het is daarom moeilijk om absolute uitspraken over de prevalentie te doen. Wel kan uit eerder prevalentieonderzoek afgeleid worden dat psychopathische trekken veelvuldig voorkomen. Bovendien suggereert de dimensionele visie dat dit waarschijnlijk vaker is dan aan de hand van cut-off scores gedacht werd. Naast erkennen van psychopatie als een dimensioneel concept, is het belangrijk om de kenmerken van een psychopathische persoonlijkheid niet gelijk te verwarren met de kenmerken van een antisociale persoonlijkheids stoornis (APS). Zo is er onder forensische steekproeven bij 50 tot 80 procent van de proefpersonen sprake van een APS, maar slechts 20 tot 25 procent van deze groep voldoet ook aan Hare s criteria voor psychopathie (Verschuere, Candel, Van Reenen & Korebrits, 2012; Dolan, 2004). Psychopathie kan gezien worden als een ernstigere subklasse van APS. De nadruk ligt bij een antisociale persoonlijkheidsstoornis meer op het gedrag, waar bij psychopathie de emotionele oppervlakkigheid (callous-unemotional traits) meer op de voorgrond treedt. Daarbij is de prognose bij psychopathie ongunstiger op het vlak van risico op recidive (Cootjans & Verhavert, 2007). FACETTEN VAN PSYCHOPATHIE Cleckley (1941; Poythress et al., 2006) karakteriseerde psychopathische individuen als mensen met specifieke affectieve-, interpersoonlijke- en deviante gedragskenmerken. Hare (2003) heeft deze kenmerken vervolgens geoperationaliseerd. Psychopaten kunnen in het contact vlot en op het eerste gezicht normaal overkomen. Ze kennen echter geen gewetenswroeging, noch empathie en worden gekenmerkt door een sterk opgeblazen gevoel van eigenwaarde (i.e. sterke, stoere verhalen), pathologisch liegen en list en bedrog voor eigen gewin. Daarbij hebben ze een impulsieve en criminele levensstijl (De Ruiter & Scholing, 2003). De genoemde kenmerken zijn onder te brengen in subgroepen, waarbij de onderverdeling gebruikelijk bestaat uit enerzijds affectieve-interpersoonlijke karakteristieken (factor 1), zoals een gebrek aan empathie en schuldgevoel, sluwheid, arrogantie, liegen en oppervlakkig affect, en anderzijds antisociale-levensstijl karakteristieken (factor 2), zoals impulsiviteit, onverantwoordelijkheid, sensatiezucht en chronisch antisociaal gedrag (Hare, 2003; zie voor een overzicht Bijlage 1, Tabel 1). 1 De antisociale-levensstijl factor, ook wel impulsivity-conduct problems genoemd, overlapt met de symptomen van diverse stoornissen, bijvoorbeeld ADHD, ODD of CD (Pardini, Lochman & Frick, 2003). Dit suggereert dat deze kenmerken aanwezig zijn bij een groot aantal antisociale jeugdigen. Meer exclusief en betrouwbaar voor de indicatie van psychopathie is de aanwezigheid van affectieveinterpersoonlijke trekken, ook wel callous-unemotional traits genoemd, (Dolan, 2004) en de daaraan gerelateerde emotioneel koude en dominante interpersoonlijke stijl (Salekin, Leistico, Trobst, Schrum & Lochman, 2005; Das, 2008). Affectieve en interpersoonlijke trekken blijken volwassenen die hoog scoren op psychopathie het meest nauwkeurig te onderscheiden van andere antisociale individuen (Cooke & Michie, 1997; Frick & White, 2008). Daarbij laten jongeren met deze trekken unieke cognitieve, emotionele en persoonlijkheidskarakteristieken zien ten opzichte van andere antisociale jongeren (Frick & White, 2008). Affectieve en interpersoonlijke trekken zijn dus indicatief voor een specifieke groep jeugdigen die al vanaf een jongere leeftijd (Silverthorn, Frick & Reynolds, 2001; Frick & White, 2008) een ernstiger, agressiever en stabieler antisociaal gedragspatroon laten zien (Frick & White, 2008). Dit komt overeen met veelplegers en individuen die hoog op psychopathie scoren. Daar huidig onderzoek zich specifiek op psychopathische trekken beoogt te concentreren en niet op antisociaal gedrag in het algemeen, is gekozen om de aandacht te richten op de affectieve en interpersoonlijke aspecten van psychopathie. Hieronder zullen de hoofdonderdelen van deze factor besproken worden. 1 Er bestaat echter discussie over de factorstructuur. Mogelijk is een 3- of zelfs 4-factorenmodel een betere oplossing (o.a. Poythress et al., 2006). Hierbij wordt factor 1 opgedeeld in een affectieve en interpersoonlijke factor. Factor 2 kan opgedeeld worden in een antisociale en een levensstijl factor. Binnen huidig onderzoek is er rekening gehouden met de mogelijkheid van een 3-factorenmodel voor de modified Child Psychopathy Scale, omdat er een soortgelijke structuur gevonden is bij andere zelfrapportage vragenlijsten die psychopathie meten en er in eerder onderzoek (o.a. Spain et al., 2004; Verschuere et al., 2012) unieke verbanden voor de drie factoren gevonden zijn. 4

5 Afstudeerscriptie: Convergente validiteit van de modified Child Psychopathy Scale (mcps) AFFECTIEVE EN INTERPERSOONLIJKE ASPECTEN VAN PSYCHOPATHIE Psychopathie wordt onder andere gekenmerkt door een gebrek aan empathie. Soderstrom (2003) definieerde psychopathie zelfs als een empathiestoornis, waarbij kenmerken centraal staan zoals een ontbrekend vermogen om zich in te leven in een ander, een oppervlakkig, egocentrisch en kortdurend affect, kil overkomen, een gebrek aan schuldgevoel en het geen verantwoordelijkheid nemen voor eigen gedrag. Empathische vaardigheden betreffen met name het vermogen om affecten, gevoelens en emoties van anderen bewust waar te nemen om er vervolgens adequaat op te kunnen reageren (Konings & Strien, 2005). Het lijkt een combinatie van affectieve-, cognitieve- en communicatieve vaardigheden. Uit veelvuldig onderzoek bleek dat zowel delinquentie als psychopathie duidelijk gerelateerd zijn aan een tekort aan empathie en dat agressieve individuen significant lagere empathiescores hebben dan niet-agressieve individuen (Konings & Strien, 2005; Pardini et al., 2003). De affectieve factor bestaat uit meer dan alleen een onderontwikkeld empathisch vermogen. Zo hangt een gebrek aan empathie nauw samen met een gebrek aan schuldgevoel en een oppervlakkig affect (het onvermogen aan emotionele diepgang). Uit onderzoek van Lambrechts, Bijttebier, Decoene en Vervoort (2004) bleek dat kinderen met psychopathische trekken in duidelijke situaties wel kunnen verwijzen naar schuld, maar in dubbelzinnige situaties problemen hebben met de attributie van schuld. Hierbij zijn ze niet onbekwaam in het ervaren van emoties op zich, maar hebben ze moeilijkheden met een bepaalde soort morele emotie. Narcisme heeft ook een sterke relatie met empathie. Zo bleek er bij volwassenen een negatief verband te bestaan tussen narcisme en empathie en hebben narcistische kinderen verminderde empathische bezorgdheid jegens anderen laten zien (Thomaes, Stegge, Bushman, Olthof & Denissen, 2008). Eveneens bleek uit dit onderzoek dat deze kinderen een voorkeur voor een vijandige interpersoonlijke oriëntatie hebben. Bevindingen onder jongeren suggereren dat karakteristieken van narcisme, zoals gevoelens van entitlement, de bereidwilligheid om anderen te exploiteren en een sterke drang om in het middelpunt van de belangstelling te staan, geassocieerd kunnen worden met impulsiviteit, sensatiezucht en andere indicatoren van een slechte sociale aanpassing (Barry, Grafeman, Adler & Pickard, 2007), zoals gezien wordt bij psychopaten. Narcisme wordt gedefinieerd als trots met een preoccupatie voor iemands status vergeleken met, en in de ogen van, anderen. Het wordt geassocieerd met gedragsproblemen, een laag gevoel van eigenwaarde en affectieve-interpersoonlijke trekken (Barry et al., 2007). Daarbij is het een unieke voorspeller van delinquent en agressief gedrag (Barry et al., 2007). Narcisten zijn vooral geneigd om zich agressief te gedragen in egobedreigende situaties (Thomaes et al., 2008). Agressie is dan een middel om hun publieke imago in stand te houden en hun fragiele gevoel van eigenwaarde te beschermen (Thomaes et al., 2008). Een concept dat nauw gerelateerd is aan zowel narcisme als psychopathie is machiavellisme. De combinatie van deze drie persoonlijkheden wordt ook wel de Dark Triad genoemd. De persoonlijkheden kunnen gezien worden als overlappende, maar op zichzelf staande constructen. Zo vonden Paulus en Williams (2002) correlaties van.25 tussen narcisme en machiavellisme,.31 tussen psychopathie en machiavellisme en.50 tussen psychopathie en narcisme. Ondanks diverse oorsprongen delen de persoonlijkheden waaruit de Dark Triad bestaat een aantal kenmerken. In variërende mate betreft het een sociaal boosaardig karakter met gedragsneigingen van zelfpromotie, emotionele kilte, hypocrisie en agressiviteit (Paulus & Williams, 2002). Narcisten hebben bijvoorbeeld van nature de neiging om instrumenteel exploiterend te zijn binnen sociale relaties en om anderen naar beneden te halen om zelf in een beter daglicht te komen staan (Thomaes et al., 2008). Machiavellisme refereert op zijn beurt aan de aanleg om een cynisch beeld van anderen als fundamenteel oneerlijk en goedgelovig te ontwikkelen, en tot het zonder twijfel overgaan op het exploiteren van anderen voor eigen gewin. Naast de neiging voor manipulatie, misleiding en dwang, bestaat er een klaarblijkelijk gebrek aan emotionaliteit in interpersoonlijke relaties (Slaughter, 2011). Mensen die hoog scoren op deze persoonlijkheid kunnen gezien worden als manipulatieve personen. Zij prefereren interpersoonlijke strategieën die ingezet worden voor eigen belangen, bedrog en manipulatie (De Bock, 2008). 5

6 N. van der Veen (studentnr ) PSYCHOPATHIE BIJ ADOLESCENTEN Hoewel persoonlijkheidskenmerken zich soms anders manifesteren gedurende de levensloop, zijn er bij volwassen- en jeugdpsychopathie overeenkomstige verbanden gevonden met andere variabelen (Dolan, 2004). Zo wordt psychopathie bij kinderen en adolescenten, zoals bij volwassenen, geassocieerd met een vroegere aanvang van antisociaal gedrag, meer justitiële veroordelingen, meer gewelddadige misdrijven, middelenmisbruik en slechtere behandelresultaten (Dolan, 2004; Das, 2008; Marsch et al., 2008). Het meten van psychopathie bij jongeren is niet zonder reden een omstreden onderwerp. Een overwegend negatief label dat geassocieerd wordt met een verhoogd recidiverisico en gebrekkig behandelresultaat, toekennen aan een persoon op jonge leeftijd kan verdragende gevolgen hebben. Onderzoek suggereert dat besluitvormers een negatieve attitude jegens psychopathische adolescenten hebben en deze individuen zien als minder geschikt voor behandeling (Edens, Guy, & Fernandez, 2003; Poythress et al., 2006). Hierdoor hebben deze gelabelde adolescenten meer kans om strengere en langere straffen opgelegd te krijgen (Poythress et al., 2006; Sharp & Kine, 2008). Echter, als het label van psychopathie correct wordt ingezet, maakt het een vroege identificatie van risicojongeren mogelijk (Sharp & Kine, 2008). Dat faciliteert vroege therapeutische interventies. Daardoor zou de prognose voor gedragsveranderingen significant kunnen verbeteren. Volgens de DSM-IV (American Psychiatric Association, 2001) moet een persoon minimaal 18 jaar zijn voordat een persoonlijkheidsstoornis gediagnosticeerd mag worden. Dit is een van de hoofdbezwaren voor het meten van psychopathie bij adolescenten. Echter, de karakteristieken van psychopathie verschijnen niet ineens in de vroege volwassenheid. Van psychopathische trekken is aangetoond dat ze zich al vroeg manifesteren en zich verder ontwikkelen gedurende de jeugd en adolescentie (Das, 2008; Lynam, 1997). Aangezien er bij jeugdigen nog niet van een volledige persoonlijkheidsstoornis gesproken mag worden, spreekt men derhalve over psychopathische trekken (Dolan, 2004). Hoewel er trekken gediagnosticeerd kunnen worden, wil dat niet zeggen dat deze ook stabiel en indicatief voor de volwassen stoornis zijn. Zo is bij volwassen daders een correlatie tussen empathische tekorten en antisociaal gedrag bewezen, terwijl bij delinquente jeugdigen de bevindingen inconsistent blijken (Konings & Strien, 2005). Mogelijk is de correlatie wel aanwezig, maar nog niet stabiel tijdens de adolescentie, en ontwikkelt deze zich in de volwassenheid als een stabiele positieve correlatie. Daarbij hebben jongeren ten opzichte van volwassenen per definitie een onderontwikkeld empathisch vermogen (Dolan, 2004). Een combinatie van affectieve en interpersoonlijke kenmerken zijn echter relatief stabiel (nog aantoonbaar tot na het 40 e levensjaar) gebleken (Dolan, 2004; Blonigen, Hicks, Krueger, Patrick & Iacono, 2006; Das, 2008). Dergelijke bevindingen hebben geleid tot een voorstel dat psychopathie zich voornamelijk zou moeten concentreren op de deze kenmerken. Net als een gebrekkige empathische ontwikkeling, zou ook antisociaal gedrag verkeerd geïnterpreteerd kunnen worden, omdat het merendeel van de jongeren die geen psychopathische trekken hebben dit gedrag vertonen tijdens de adolescentie. Bovendien kan dergelijk gedrag indicatief zijn voor andere stoornissen. Impulsief, agressief en crimineel gedrag heeft echter de neiging om uit te doven (Moffit, 1993). Het uitdoven van bepaalde gedragingen zou het hoge aantal valse positieven bij het meten van psychopathie onder adolescenten kunnen verklaren. Over de prevalentie van psychopathie onder jeugdigen binnen de algemene populatie is zodoende nog weinig bekend. Dit is een ander argument om de aandacht op affectieve en interpersoonlijke trekken te vestigen. Ook zijn er argumenten vóór het meten van psychopathische trekken van adolescenten. De belangrijkste hiervan is dat een vroege identificatie en behandeling van ontwikkelende psychopaten essentieel is om te voorkomen dat deze jongeren stabiele persoonlijkheidskarakteristieken ontwikkelen die zullen resulteren in significante maatschappelijke en persoonlijke kosten (Sharp & Kine, 2008). Daarbij hebben verschillende onderzoekers beargumenteerd dat de identificatie van psychopathische trekken in de jeugd tot beter begrip zou kunnen leiden over de etiologie van deze stoornis en de mogelijke aanknopingspunten voor gerichte interventies (Das, 2008). Dit is nodig, omdat psychopathie een belangrijke moderator van de behandeluitkomst is en dus gespecialiseerde programma s noodzakelijk zijn voor jonge mensen met psychopathische trekken (Dolan, 2004). 6

7 Afstudeerscriptie: Convergente validiteit van de modified Child Psychopathy Scale (mcps) HET METEN VAN PSYCHOPATHISCHE TREKKEN Naast de vraag of psychopathie bij adolescenten gemeten kan worden, heerst de vraag of zelfrapportages bij het meten van een stoornis die gekenmerkt wordt door een patroon van liegen en een gebrek aan zelfinzicht, überhaupt bruikbaar zijn. Vanuit deze redenering is de meest gebruikte psychopathietest, de Psychopathy Checklist (PCL-R voor volwassenen; Hare, 2003 en de Psychopathy Checklist-Youth Version; PCL-YV voor adolescenten; Forth, Kosson & Hare, 2003 in Verschuere et al., 2012), gebaseerd op zowel een semigestructureerd interview als dossierstudies, in plaats van op zelfrapportage. Aan de hand van die informatie wordt door twee onafhankelijke clinici Hare s 20-item psychopathie checklist gescoord (Das, 2008). Deze manier van testen bleek effectief, maar de afname is tijds- en kostenintensief. Zelfrapportage bleek recenter toch ook tot een valide optie te behoren voor het meten van psychopathie. Zo voorspelt de Youth Psychopathic Traits Inventory (YPI; Andershed, Gustafson, Kerr & Stattin, 2002; Das, 2008) verschillende vormen van delinquent gedrag, inclusief interpersoonlijke agressie, diefstal en drugshandel (Marsch et al., 2008). De zelf-rapportage versies van de Antisocial Process Screening Device (APSD; Frick & Hare, 2001 in Pardini et al., 2003) en de modified Child Psychopathy Scale (mcps; Lynam, 1997) hebben in sommige studies zelfs een grotere voorspellende waarde voor het meten van psychopathische trekken en behandelvoortgang dan de PCL-YV (Spain, Douglas, Poythress & Epstein, 2004). De APSD is bovendien succesvol gebleken in het identificeren van subgroepen van veelplegers (Pardini et al., 2003; Das, 2008). Buiten problemen met zelfinzicht is er de kwestie van sociaal wenselijk antwoorden. Potentiële vertekeningen in scores kunnen voorkomen worden door bijvoorbeeld ouders of docenten een rapportage in te laten vullen. Een belemmering hiervan is dat zij niet altijd zien wat de kinderen uitvoeren en onmogelijk kunnen rapporteren over hun innerlijke gedachtegoed. Bovendien bleken zelfrapportage-instrumenten betrouwbaarder en meer valide te worden naar mate het kind de adolescentie bereikt. Dit geldt in het bijzonder voor het inschatten van antisociale neigingen en houdingen die mogelijk niet door ouders of andere significante volwassenen geobserveerd worden (Poythress et al., 2006). Daarbij zouden ook de ouders door verschillende motieven een vertekend antwoordpatroon kunnen veroorzaken. Een alternatief om sociaal wenselijk antwoorden tegen te gaan, is om de vragen zo te formuleren dat items positief klinken voor een persoon mét psychopathische trekken, maar niet voor iemand zonder deze trekken, zoals gedaan is bij de YPI. Een ander sterk punt van de YPI is dat elke psychopathische trek met meerdere items gemeten wordt (Das, 2008). Dit in tegenstelling tot de APSD waarbij de 20-item checklist direct geformuleerd uitgevraagd wordt met 20 items. Beide testen zouden echter niet bruikbaar zijn om de kille trekken te detecteren (Poythress et al., 2006). Verschuere et al. (2012) kwamen tot soortgelijke conclusies: de antisociale-levensstijl factor van psychopathie is goed te testen met de mcps, maar er bestaan nog onduidelijkheden in hoeverre deze ook de affectieve-interpersoonlijke factor detecteert. Om meer zicht te krijgen op de interpersoonlijke en affectieve trekken is de Inventory of Callous-Unemotional Traits (ICU; Frick & White, 2008) ontwikkeld. Het idee achter deze van de APSD afgeleide schaal is dat meer items (24) specifiek aan deze trekken gewijd zijn, in tegenstelling tot bijvoorbeeld de zes items van de APSD. Daarmee kunnen ze betrouwbaarder gemeten worden (Frick & White, 2008). Om sociaal wenselijk antwoorden te voorkomen, zijn zowel positieve als negatieve formuleringen gebruikt (Roose, Bijttebier, Decoene, Caleas & Frick, 2010). DE MODIFIED CHILD PSYCHOPATHY SCALE Van bovengenoemde instrumenten om psychopathie als volledig construct te meten lijkt de CPS erg veelbelovend. De scores op de CPS bleken in vergelijking met andere bekende instrumenten een unieke extra 5% van de variantie te verschaffen bij het voorspellen van delinquent gedrag (Lynam, 1996; 1997). Hiermee heeft de CPS een grotere voorspellende waarde voor psychopathische trekken bij jeugdigen dan andere tests die hiervoor ontwikkeld zijn (Spain et al., 2004). Lynam (1996; 1997) creëerde de CPS gebaseerd op de theorie achter de PCL-R van Hare. De items zijn echter gebaseerd op de Child Behavior Checklist (CBCL; Achenbach, 1991 in Das, 2008) en de Common- Language Q-sort (CCQ; Caspi et al., 1992 in Das, 2008). De test bestond uit 41 items die 13 van de 20 kenmerken van psychopathie meten. Voor de overige zeven kenmerken waren geen CPS-items, omdat deze 7

8 N. van der Veen (studentnr ) kenmerken zeer moeilijk te meten zijn bij jongeren, bijvoorbeeld veel korte huwelijken, schending van voorwaardelijke vrijlating, etc. Om de validiteit te verbeteren werd de CPS later aangepast. Zo werden items toegevoegd om de betrouwbaarheid en validiteit van enkele schalen te verbeteren. Ook werden twee schalen toegevoegd; grandiosity (was weg gelaten door geringe correlatie met andere schalen) en boredom susceptibility (was weggelaten door problemen met de operationalisatie). Om te verzekeren dat de CPS enkel persoonlijkheid meet die niet vertroebeld wordt door antisociaal gedrag, werd ervoor gekozen om de items over criminele veelzijdigheid en jeugddelinquentie te verwijderen. Later werd besloten om door het gebrek aan overeenkomst met de andere CPS-schalen de grandiosity-schaal alsnog te verwijderen. De uiteindelijke CPS (modified Child Psychopathy Scale; mcps) bestaat uit 50 items die zeven factor 1- en zes factor 2-kenmerken meten. Er is al menig onderzoek gedaan naar de validiteit van de mcps (bijvoorbeeld door Falckenbach, Poythress & Heide, 2003; Bijttebier & Decoene, 2009; Verschuere et al., 2012). Vooral de resultaten van Verschuere et al. (2012) zijn voor huidig onderzoek interessant. Zij vonden significante correlaties tussen de totale mcps-score en het meer externaliseren van problemen, weinig ervaren van empathie, meer woede, agressie, impulsiviteit, (gewelddadig) delinquent gedrag en gebruik van verdovende middelen. Ook vonden ze unieke relaties voor de antisociale-levensstijl factor, maar niet voor de affectieve-interpersoonlijke factor. Bovendien bleek er een negatief verband te bestaan tussen de antisociale-levensstijl factor van de mcps en empatische bezorgdheid (de beleving van medeleven). Hetzelfde werd gevonden voor de totaalscore. Hierbij is het opvallend dat er geen relatie zichtbaar was tussen de affectieve-interpersoonlijke factor en empathie, wat men aan de hand van de literatuur wel zou verwachten. Zij vonden eveneens een negatief verband tussen de neiging om spontaan de visie van anderen over te nemen en de totaal- en factorscores op de mcps. Het is van belang dat de mcps niet alleen de antisociale-levensstijl factor maar ook de affectieveinterpersoonlijke factor betrouwbaar meet, omdat psychopathie bij adolescenten juist uit affectieve en interpersoonlijke trekken bestaat en omdat deze trekken juist exclusief gerelateerd zijn aan psychopathie. Bovendien moet er meer bekend worden over gebruik van de mcps onder meisjes en bij een niet-forensische steekproef, omdat deze origineel ontwikkeld werd voor jongens met een hoger risico op delinquent gedrag. Probleemstelling Zoals beschreven wees eerder onderzoek (van o.a. Verschuere et al., 2012) uit dat de mcps de antisocialelevensstijl factor van psychopathie betrouwbaar meet. Met dit onderzoek werd onderzocht of de mcps in staat is om de affectieve en interpersoonlijke kenmerken van psychopathie vast te stellen. Huidige studie is een cross-sectioneel correlationeel onderzoek waarbij een empirisch onderbouwde verzameling van vragenlijsten gericht op de affectieve en interpersoonlijke aspecten van psychopathie meer inzicht moet verschaffen in de bruikbaarheid van de mcps. Er is gekeken naar verbanden tussen de mcps en narcisme, machiavellisme en een gebrek aan empathie en schuldgevoel. Significante correlaties tussen de testen die losse affectieve en interpersoonlijke kenmerken meten en de mcps zullen indicatief zijn voor de validiteit van de mcps. De hypothese is dat de mcps interpersoonlijke en affectieve kenmerken meet. De geselecteerde vragenlijsten die specifiek betrekking hebben op interpersoonlijke en affectieve kenmerken zouden dus sterker moeten correleren met mcps factor 1 dan met mcps factor 2. Het is echter niet zeker of deze hypothese bevestigd zal worden, aangezien onder andere uit onderzoek van Roose et al. (2010) geen sterkere relatie naar voren kwam tussen factor 1 en de ICU, dan tussen factor 2 en de ICU. Ook bij Bijttebier en Decoene (2009) lijkt het verschil tussen factor 1 en 2 niet groot genoeg om significant te zijn. Als de mcps factor 1-kenmerken kan detecteren, zal er in huidig onderzoek een positief verband gevonden worden met een vragenlijst die is ontwikkeld om puur affectieve en interpersoonlijke kenmerken te meten (ICU). Roose et al. (2010) hebben correlaties gevonden tussen de ICU en de CPS totaal- en schaalscores variërend van klein tot groot 2. Hierbij waren de correlaties het sterkst met de uncaring-schaal en de ICU totaalscore, en het zwakst met de unemotional-schaal. 2 De grootte van de correlaties wordt geclassificeerd aan de hand van de richtlijnen van Cohen: r=.10 is een klein effect, r=.30 is een medium effect en r=.50 is een groot effect (Field, 2005). 8

9 Afstudeerscriptie: Convergente validiteit van de modified Child Psychopathy Scale (mcps) Uitgaande van de literatuur zou een positief verband gevonden moeten worden tussen psychopathie en de andere twee onderdelen van de Dark Triad, narcisme en machiavellisme. Paulhus en Williams (2002) vonden een grote correlatie tussen psychopathie en narcisme (gemeten met de SRP en NPI). De Bock (2008) vond een soortgelijk medium verband tussen primaire psychopathie en narcisme (gemeten met de LSRP en de DAPP-BQ ) en Bijttebier en Decoene (2009) vonden ook bij jongeren dergelijke relaties (een grote correlatie tussen de narcismeschaal van de APSD en factor 1 en voor factor 2). Ten slotte vonden Baardewijk et al. (2008) voor de Grandiose-Manipulative-schaal van de YPI-CV een grote correlatie met narcisme (gemeten met de CNS), maar voor de subschalen Callous-Unemotional en Impulsive-Irresponsible kwamen slechts medium correlaties naar voren. Voor machiavellisme werden dergelijke medium verbanden verwacht, zoals door Paulhus en Williams (2002) en De Bock (2008) bij volwassenen gevonden zijn. Bovendien vond Lau (2010) bij jongeren een groot verband tussen de Kiddie Mach en Callous-Unemotional traits zoals gemeten met de APSD en ICU. Naast de positieve correlaties met factor 1, narcisme en machiavellisme, worden kleine negatieve relaties verwacht tussen de mcps en empathie en schuldgevoel, zoals gevonden is door Baardewijk et al. (2008) tussen de Callous-Unemotional-schaal van de YPI-CV en empathie (gemeten met de BEI). Met de totaalscore werd een soortgelijk verband gevonden, maar kwamen geen significante correlaties naar voren tussen de Grandiose-Manipulative- en Impulsive-Irresponsible-schaal enerzijds en empathie anderzijds. Hoewel deze verbanden zwak lijken, zijn significante verschillen tussen delinquente jongeren en een controlegroep gevonden met betrekking tot empathie (gemeten met de EC; Robinson, Roberts, Strayer & Koopman, 2007). Helaas was dit verschil niet significant als empathie gemeten werd met de BEI of de IRI. Waarschijnlijk onderdrukten de covariaten leesniveau en cijfers de relatie. Hetzelfde onderzoek (Robinson et al., 2007) heeft ook gekeken of schuld- en schaamtegevoel (gemeten met de TOSCA-A) significant verschilt tussen delinquente en niet-delinquente jongeren. Dit bleek niet het geval te zijn. De Bock (2008) vond echter wel een significant klein negatief verband tussen schuldgevoel en primaire psychopathie en een medium negatief verband tussen schaamte en primaire psychopathie. 9

10 N. van der Veen (studentnr ) Methoden Procedure De enquête is opgesteld uit een reeks van criterium gerelateerde vragenlijsten die door de onderzoekers zijn ingevoerd in het online afnameprogramma ( De testset, zoals verzameld door de onderzoekers, was ook op papier beschikbaar. Driemaal is gebruik gemaakt van de papieren versie, hierbij werd de ingevulde geprinte enquête door de onderzoekers met de hand ingevoerd in de online enquête. De vragenlijsten werden bij iedere proefpersoon in dezelfde volgorde aangeboden: Bryant s Index of Empathy for Children and Adolescents, Test of Self-Conscious Affect for Adolescents, Kiddie Mach, Inventory of Callous- Unemotional Traits, Child Narcissism Scale, en tenslotte de mcps en de manipulatie van de mcps. In het kader van een ander onderzoek (van masterstudente Gwenny Schimmelpennink) zijn de proefpersonen in vijf condities ingedeeld op basis van volgorde van aanmelding. De condities zijn als volgt: conditie 1 vult de mcps de eerste keer naar waarheid in (originele instructie), en de tweede keer met de instructie zo sociaal wenselijk mogelijk te antwoorden (een zo braaf mogelijke uitkomst te behalen); in conditie 2 is de volgorde van conditie 1 omgedraaid; conditie 3 vult de mcps de eerste keer naar waarheid in (originele instructie), en de tweede keer met de instructie een zo ongunstig mogelijke uitkomst te behalen; in conditie 4 is de volgorde van conditie 3 omgedraaid; in conditie 5 wordt de mcps tweemaal naar waarheid ingevuld (originele instructie). In huidig onderzoek zal er na controle voor een eventueel volgorde-effect gebruik gemaakt worden van de mcps-scores van de lijst die naar waarheid ingevuld is. De manipulatie wordt dan buiten beschouwing gelaten. Bij conditie 5, tweemaal waarheid, werd alleen de eerste afname van de mcps meegenomen in de berekeningen omdat dit de meest pure meting is aangezien de items dan nog nieuw zijn voor deelnemers. In Tabel 2 is de verdeling van de vijf condities weergegeven. Er werden zowel jongens als meisjes van 11 tot en met 20 jaar benaderd voor deelname aan het onderzoek. Potentiële deelnemers werden vanuit de eigen kennissenkring en via contacten met verenigingen/scholen mondeling of via uitgenodigd en kregen inzicht in de informatiebrochure. Na bevestiging van interesse in het onderzoek en toestemming van de ouders bij deelnemers onder de 18 kregen de proefpersonen een link naar de online enquête toegestuurd. Deze link leidde ze direct naar de juiste conditie. Het informed consent formulier voor de jongeren was in de enquête opgenomen. Tabel 2: Verdeling van de condities Conditie 1 e afname 2 e afname Frequentie % 1 Waarheid Faking good Faking good Waarheid Waarheid Faking bad Faking bad Waarheid Waarheid Waarheid Waarheid is de conditie met de originele instructie. Tabel 3: Frequenties opleidingsniveau Opleidingsniveau Frequentie % LBO of Speciaal onderwijs 0 0 VMBO HAVO VWO/Atheneum Gymnasium Geen van bovenstaande Proefpersonen Voor het bepalen van de steekproefgrootte werd een two-tailed powerberekening gedaan met een alfa van.05 en een power van.80. Bijttebier en Decoene (2009) vonden in een Nederlandstalig onderzoek onder adolescenten correlaties van.40 tot.55 tussen de APSD en mcps factor 1. Dit resulteert in een gemiddelde effectgrootte van r=.463. Uit de berekening met G-POWER versie 3.1 volgde dat er een minimale steekproef van 31 mensen nodig was. 10

11 Afstudeerscriptie: Convergente validiteit van de modified Child Psychopathy Scale (mcps) De totale steekproef bestond uit 37 deelnemers. Elf jongens en 26 meisjes hebben de enquête ingevuld. De leeftijd varieerde van 11 tot en met 20 jaar (M= 15.22, SD= 2.42). De steekproef bestond voor meer dan de helft uit hoger opgeleiden (Atheneum en Gymnasium; zie Tabel 3). Materiaal De modified Child Psychopathy Scale (mcps) De Child Psychopathy Scale is ontwikkeld om psychopathische trekken in adolescenten te meten (Lynam, 1996, 1997; Das, 2008). De mcps meet psychopathie aan de hand van een 2-factorenmodel (Roose et al., 2010): factor 1 bevat items die de aan- of afwezigheid van emoties meten en factor 2 bevat items die antisociale en impulsieve eigenschappen meten. In sommige gevallen wordt een 3-factorenmodel gebruikt, net als bij de YPI en de APSD (Poythress et al., 2006), waarin factor 1 opgesplitst is in een interpersonal- en een affect-factor. De subschaal behavioral control is daarbij niet opgenomen in factor 2 (Spain et al., 2004; Verschuere et al., 2012). De originele CPS bevatte 41 items die door ouders of docent ingevuld moesten worden over het kind. Voor deze versie werd in een studie van Lynam (1997) een Cronbach s alfa van.91 gevonden. De vernieuwde zelfrapportageversie, de mcps, bevatte 55 items. Falckenbach, Poythress & Heide (2003) vonden voor deze versie een alfa van.77. Hieruit blijkt een goede interne consistentie voor verschillende versies van de CPS. Voor huidig onderzoek is de Nederlandse zelfrapportage versie van de mcps gebruikt (Bijttebier & Decoene, 2009). Deze bestaat uit 50 items (bijvoorbeeld: Raak je snel verveeld? ) en wordt gemeten aan de hand van een twee-puntsschaal: vragen worden beantwoord met ja of nee. Verder zijn 23 items negatief geformuleerd en deze moeten omgepoold worden voor een juiste interpretatie. Verschuere et al. (2012) vonden voor deze 50-item versie een alfa van.72 voor factor 1,.81 voor factor 2, en.86 voor de totale mcps 3. De Inventory of Callous-Unemotional Traits (ICU) De 24 items van de Inventory of Callous-Unemotional Traits zijn ontwikkeld vanuit vier van de zes items van de CU-subschaal van de APSD. Daarvan zijn zes nieuwe items per origineel item gemaakt, waarvan er drie positief en drie negatief verwoord zijn (Roose et al., 2010) (bijvoorbeeld: Ik kom erg koel en ongevoelig over bij anderen ). De items laden op drie factoren: callousness (gebrek aan empathie, schuldgevoel en spijt voor misdaden), uncaring (gebrek aan prestatiedrang en het geven om andermans gevoelens) en unemotional (afwezigheid van emotionele uitdrukking). Al deze factoren laden ook op een totale callous-unemotional factor (Roose et al., 2010). De lijst is getest onder twaalf- tot twintigjarige (Roose et al., 2010; Frick & White, 2008) en betrouwbaar bevonden met Cronbach s alfa s van.77 voor de gehele schaal,.77 voor callousness-schaal,.73 voor de uncaring-schaal,.64 voor de unemotional-schaal (Lau, 2010). Verder zijn relaties gevonden met antisociaal en delinquent gedrag, agressie, diverse persoonlijkheidsdimensies en psychofysiologische instrumenten voor emotionele reactiviteit die in overeenstemming zijn met eerder onderzoek naar CU-trekken (Frick & White, 2008). De vragenlijst wordt op een 4-punts schaal van helemaal niet op mij van toepassing tot helemaal op mij van toepassing beantwoord (Lau, 2010). In huidig onderzoek is gebruik gemaakt van de Nederlandse vertaling van de ICU van Roose et al. (2010). De Child Narcissism Scale (CNS) De Child Narcissism Scale (Thomaes et al., 2008) is een kort meetinstrument dat stabiele, individuele verschillen in jeugdnarcisme meet. Dit construct is vrijwel niet gerelateerd aan gevoelens van eigenwaarde, maar positief gerelateerd aan self-appraised superiority, social evaluative concern en self-esteem continguency, agentic interpersonal goals en emotional extremity. Daarbij is de CNS negatief gerelateerd aan empathic concern en positief gerelateerd aan agressie gevolgd op bedreiging van het ego (Thomaes et al., 2008). 3 Conditie 5, waarheid waarheid, kan als een inschatting van de test-hertestbetrouwbaarheid van de mcps gezien worden. Er lijkt, met een hoge correlatie tussen de afnames (r=.944, p<.001 met N= 8), sprake te zijn van een goede betrouwbaarheid. Echter, uit een paired samples t-test volgde dat er wel een klein, maar significant verschil bestaat tussen de eerste en tweede afname (t(7)= 2.546, p<.05; eerste afname: M= 62.38, SD= 4.17; tweede afname: M= 61.13, SD= 3.80). 11

12 N. van der Veen (studentnr ) De CNS is een eendimensionaal zelfrapportage instrument, ontwikkeld voor gebruik onder de algemene populatie van kinderen van 8 tot 14 jaar. De auteurs noemen echter ook de mogelijkheid van bruikbaarheid bij oudere adolescenten. De uiteindelijk geselecteerde items van de CNS bleken vrijwel perfect te correleren met de 48 items van de originele vragenlijst (r=.91). De tien items zijn positief geformuleerd, zodat de kinderen niet het gevoel hebben dat ze negatieve of sociaal onwenselijke kenmerken beoordelen (Baardewijk et al., 2008) (bijvoorbeeld: Ik hou ervan om te laten zien wat ik allemaal kan ). De kinderen antwoorden op een vier-puntsschaal oplopend van helemaal niet waar tot helemaal waar. Uit validatie onderzoek komt een sterke interne betrouwbaarheid (Cronbach s α>.84) naar voren. Ook de testhertestbetrouwbaarheid is goed, met een significante twee-maand test-hertestcorrelatie van.76 en zes-maand correlatie van.69 (Thomaes et al., 2008). De Children s Machiavellian Scale (KM) De Children s Machiavellian Scale, ook wel Kiddie Mach genoemd, meet machiavellistische trekken bij kinderen van 11 jaar en ouder (Slaughter, 2011). Het instrument is ontwikkeld om de mate van geloof dat mensen gemanipuleerd kunnen worden te meten (Lau, 2010). De test bevat 20 items die herschreven zijn vanuit de Mach IV voor volwassenen van Christie en Geis (1970 in Slaughter, 2011). De helft van de items zijn omgepoold zodat de stellingen positief geformuleerd zijn (bijvoorbeeld: Het is nooit goed om te liegen ). Kinderen antwoorden door op een 4-punts schaal aan te geven in hoeverre ze het eens zijn met een stelling. Sommige onderzoekers passen dit antwoordmodel aan naar een 2-puntsschaal (eens, oneens) (Slaughter, 2011). De Kiddie Mach heeft een acceptabele betrouwbaarheid binnen steekproeven van 8 tot 17 jaar (Lau, 2010). Cronbach s alfa s variëren van.74 tot.82 (Lau, 2010; Barlow, Qualter & Stylianou, 2010) met een split-half betrouwbaarheid van.50 en slechts een gemiddelde constantheid tussen de volwassen en jeugdversie. Ondanks dat de psychometrische kwaliteiten niet perfect zijn, is de Kiddie Mach het meest gebruikte instrument om machiavellisme bij kinderen te meten (Slaughter, 2011). In huidig onderzoek is er gebruik gemaakt van de Nederlandse vertaling van Peeters, Cillessen en Scholte (2010). Bryant s Index of Empathy for Children and Adolescents (BEI) Bryant s Index of Empathy (Bryant, 1982 in Konings & Strien, 2003) is een veelgebruikte zelfrapportagevragenlijst om empathie te meten bij kinderen en adolescenten. Het instrument bestaat uit 22 stellingen die door jonge kinderen op een 2-puntsschaal en door kinderen die in seventh grade zitten of ouder zijn op een 9- puntsschaal 4 beoordeeld moeten worden van past absoluut niet bij mij tot past helemaal wel bij mij (bijvoorbeeld: Ik word verdrietig als ik een meisje zie die niemand heeft om mee te spelen ). De helft van de items moeten omgescoord worden. De betrouwbaarheid is door Bryant (1982) bewezen, maar bijvoorbeeld ook door Thomaes et al. (2008) (Cronbach s α=.72 voor de gehele schaal) en door Robinson et al. (2007) (α=.84 voor een verkorte eendimensionale versie) onderzocht. In huidig onderzoek is gebruik gemaakt van de Nederlandse vertaling van de BEI van Bijttebier. De Test of Self-Conscious Affect for Adolescents (TOSCA-A) De Test of Self-Conscious Affect voor adolescenten is samengesteld uit tien negatieve en vijf positieve scenario s die afgeleid zijn van de TOSCA voor volwassenen en de TOSCA-C voor kinderen (Mosewich, 2008). Hiermee worden de volgende subschalen gemeten; guilt-proneness (15 items), shame-proneness (15 items), detachment (10 items), externalization (15 items), alpha pride (5 items) en beta pride (5 items). Er zijn Cronbach s alfa s voor de volwassenen en studenten versie gevonden van.76 en.76 voor schaamte,.66 en.60 voor schuld,.62 en.59 voor detachment/unconcern, en.60 en.57 voor externalization (Luyten, Fontaine & Corveleyn, 2002). Daarbij hadden de subschalen een adequate interne consistentie en testhertestbetrouwbaarheid (Averill, Diefenbach, Stanley, Breckenridge & Lusby, 2002). Verder lijken zowel de 4 De BEI is bij N= 21 als een 3-puntsschaal ingevuld (1: past absoluut niet bij mij, 2: neutraal, 3: past helemaal wel bij mij) in plaats van een 9-puntsschaal. De scores van deze personen zijn omgecodeerd naar een 9-puntsschaal (1=1, 2=5, 3=9). 12

13 Afstudeerscriptie: Convergente validiteit van de modified Child Psychopathy Scale (mcps) schaamte- als schuldschalen een acceptabele construct validiteit te hebben. Er moet echter wel opgemerkt worden dat vrouwen op beide schalen de neiging hebben hoger scoren dan mannen (Averill et al., 2002). De items worden gescoord op een 5-puntsschaal, variërend van helemaal niet waarschijnlijk dat ik zo zou reageren tot zeer waarschijnlijk dat ik zo zou reageren (Robinson et al., 2007). Een voorbeeld scenario is: Je stelt al dagen een gesprek uit met je leraar over een gemiste opdracht. Op het laatste moment praat je er toch met hem over en alles komt goed. Eventuele items zijn dan: Ik zou spijt hebben dat ik het zo lang heb uitgesteld (guilt) en Ik zou me als een lafaard voelen (schame). Er zijn voor de TOSCA-A acceptabele Cronbach s alpha s gevonden voor de schaamte- (α=.77 tot.84) en schuldschalen (α=.81 tot.84). Daarbij wordt de validiteit ondersteund door relaties met instrumenten die boosheid, empathie en psychologische symptomen meten (Mosewich, 2008). Voor huidig onderzoek is de volledige lijst (verkregen via de originele auteur, J.P. Tangney) volgens de FACIT-richtlijnen vertaald (zie Bijlage 4). Dit houdt in dat de lijst eerst door een Nederlander en een Vlaming vanuit het Engels naar het Nederlands is vertaald. Vervolgens heeft een derde Nederlandssprekend persoon deze vertalingen samengevoegd, waarna de lijst door een native English speaker weer is terugvertaald naar het Engels. Ten slotte is deze laatste (terug-)vertaling door de originele auteur gecontroleerd en goedgekeurd. 13

14 N. van der Veen (studentnr ) Resultaten Missing data De TOSCA-schalen detachment en externalization zijn slechts bij N= 16 afgenomen. Gezien de zeer kleine steekproef is het belangrijk om de resultaten met betrekking tot deze schalen met grote voorzichtigheid te interpreteren. Preliminaire analyses Volgorde-effect Zoals eerder bij de procedure genoemd is, zijn in huidig onderzoek alleen de mcps-afnames waarbij de originele instructie is gebruikt verwerkt. Aangezien bij conditie 1, 3 en 5 de eerste afname de originele instructie betreft, kan hier geen sprake zijn van een volgorde effect (zie Tabel 2 voor een overzicht van de condities). Bij de proefpersonen uit conditie 2 en 4 moet er echter gecontroleerd worden of er sprake is van een carry over effect, omdat er in deze condities voorafgaand aan de originele mcps een manipulatie van de mcps afgenomen is. Om dit te testen is er een one-way ANOVA gedaan waarin de mcps somscores van de tweede (originele) afname van conditie 2, 4 en 5 met elkaar vergeleken zijn. Conditie 2 en 4 worden met conditie 5 vergeleken, omdat test-hertestbetrouwbaarheidsanalyses hebben uitgewezen dat in die conditie vrijwel gelijke scores behaald zijn tussen de eerste en tweede afname. Uit de ANOVA volgde dat geen sprake is van een significant verschil tussen de mcps-scores van de tweede afname van conditie 2 en 4 enerzijds en de tweede afname van conditie 5 anderzijds (F(3.22)= 1.150, p=.351). Dat de afnames met de originele instructie niet onderhevig zijn gebleken aan een volgorde-effect betekent dat er zonder problemen of bijzondere maatregelen gebruik gemaakt kon worden van de data van de mcps-afnames met de originele instructie. Als er vanaf heden over de mcps-scores gesproken wordt, worden dan ook de scores op de waarheidscondities bedoelt. Storende variabelen Er is middels een independent t-test een significant verschil (t(35)= 2.30, p<.05) in mcps-somscores gevonden tussen jongens en meisjes waarbij meisjes (M= 16.16, SD= 1.54) lager scoren dan jongens (M= 17.35, SD= 1.59). Voor factor 1 kwam een soortgelijk verschil naar voren (t(35)= 2.85, p<.01; meisjes: M= 8.69, SD= 1.00; jongens: M= 9.64, SD=.74). Dit in overeenstemming met onderzoek van Das (2008) waarbinnen forensische steekproeven met volwassen vrouwen de prevalentie van psychopathie lager bleek dan binnen forensische steekproeven met volwassen mannen. Dit verschil is niet gevonden voor factor 2 (t(35)= 1.28, p>.05). Onder de criteriumvariabelen zijn significante effecten gevonden voor drie van de vier ICU-schalen (ICUtot: t(35)= 3.39, p<.01; ICUcall: t(35)= 3.30, p<.01; ICUune: t(35)= 2.17, p<.05), de empathieschaal (t(35)= -4.52, p<.001) en voor de schaamteschaal van de TOSCA (t(35)= -2.32, p<.05). In Bijlage 3 zijn de correlaties tussen de mcps en de bovengenoemde criteriumvariabelen gerapporteerd waarbij er gecontroleerd is voor de invloed van geslacht. Verschuere et al. (2012) vonden een negatief verband tussen leeftijd en zowel de totaalscore als de losse factorscores van de mcps. Uit een correlatieberekening (Spearmans rho) in huidig onderzoek kwam geen significant verband naar voren (totaal: r=.008, p=.964; factor 1: r=.051, p=.765; factor 2: r= -.010, p=.953). Ook bij de criterium gerelateerde variabelen was er geen sprake van een significant leeftijdseffect. In huidig onderzoek was geen mogelijkheid om IQ-testen af te nemen. Om alsnog inzicht te krijgen in het intelligentieniveau van de proefpersonen is er naar het hoogst behaalde opleidingsniveau gevraagd (zie Tabel 2). In overeenstemming met het onderzoek van Verschuere et al. (2012) is er na een one-way ANOVA geen relatie tussen de mcps-scores en intelligentie gevonden (totaal: F(4)=.720, p=.585; factor 1: F(4)= , p=.646; factor 2: F(4)=.917, p=.466). Onder de criterium gerelateerde variabelen kwam er enkel bij de empathieschaal een significant verband naar voren (F(4)= 3.091, p=.029). Er is gekozen om ondanks het ontbreken van een significant effect van intelligentie op de mcps, toch een controle voor de invloed hiervan op de correlaties met de BEI op te nemen in de bijlage, aangezien de vraag over opleidingsniveau uit meerdere antwoordmogelijkheden bestaat waardoor een eventueel effect mogelijk gemist is bij de initiële analyses. Deze gecorrigeerde correlaties van de mcps met de BEI zijn in Bijlage 3 opgenomen. 14