Gerapporteerd... en dan? Een onderzoek naar risicotaxatie, behandeling en recidieven bij personen over wie pro justitia is gerapporteerd Canton, W.J.

Transcriptie

1 UvA-DARE (Digital Academic Repository) Gerapporteerd... en dan? Een onderzoek naar risicotaxatie, behandeling en recidieven bij personen over wie pro justitia is gerapporteerd Canton, W.J. Link to publication Citation for published version (APA): Canton, W. J. (2004). Gerapporteerd... en dan? Een onderzoek naar risicotaxatie, behandeling en recidieven bij personen over wie pro justitia is gerapporteerd General rights It is not permitted to download or to forward/distribute the text or part of it without the consent of the author(s) and/or copyright holder(s), other than for strictly personal, individual use, unless the work is under an open content license (like Creative Commons). Disclaimer/Complaints regulations If you believe that digital publication of certain material infringes any of your rights or (privacy) interests, please let the Library know, stating your reasons. In case of a legitimate complaint, the Library will make the material inaccessible and/or remove it from the website. Please Ask the Library: or a letter to: Library of the University of Amsterdam, Secretariat, Singel 425, 1012 WP Amsterdam, The Netherlands. You will be contacted as soon as possible. UvA-DARE is a service provided by the library of the University of Amsterdam ( Download date: 08 Nov 2017

2

3 4.11 Samenvatting ACHTERGRONDD Gestandaardiseerde risicotaxatie wordt steeds belangrijker in dee forensische psychiatrie. Op dit moment is echter nog niet duidelijk wat de mogelijkhedenn en beperkingen zijn van deze nieuwe strategie. DOELSTELLINGG Onderzoek naar de interbeoordelaarsbetrouwbaarheid van de risicotaxatiee in Pro Justitia (PJ) rapportages met behulp van een gestandaardiseerd risicotaxatiee instrument en naar de eventuele oorzaken van onbetrouwbaarheid. METHODEE Drie ervaren rapporteurs scoorden onafhankelijk van elkaar 74 PJ rapportagess met behulp van een gestandaardiseerd risicotaxatie instrument, de HKT-30.. De HKT-30 bestaat uit 30 items, verdeeld over 3 clusters: een Historisch Clusterr (H) met 12 items, een Klinisch Cluster (K) met 12 items en een Toekomst Clusterr (T) met 6 items De interbeoordelaarsbetrouwbaarheid op itemniveau werd bepaaldd met behulp van Pearson's r, Kendall's tau en de kwadratisch gewogen kappaa voor elk afzonderlijk item. De laatste maat is een voor toeval gecorrigeerde maatt voor de overeenstemming van variabelen met meer dan twee antwoordcategorieën.. De interbeoordelaarsbetrouwbaarheid op clusterniveau werd bepaald met behulpp van de intraklasse correlatie coëfficiënt (ICC); eveneens een voor toeval gecorrigeerdee correlatiecoëfficiënt. RESULTATENN Bij de Historische items was de betrouwbaarheid in het algemeenn goed tot zeer goed (kappa's tussen 0.59 en 0.86; mediaan.66), bij de Klinischee items redelijk tot goed (kappa's tussen 0.36 en 0.81; mediaan.55) en bij dee Toekomst items in het algemeen goed (kappa's tussen 0.58 en 0.65; mediaan.64).. De ICC voor de totaalscore op de Historische items was 0.85, voor de Klinischee items 0.81 en voor de Toekomst items De ICC voor het totale instrumentt was Bij kwalitatieve analyse bleek dat de bronnen van onbetrouwbaarheidd voornamelijk gelegen waren in de Pro Justitia-rapportage als informatiebron,, in de onvoldoende getraindheid van de onderzoekers in het werken met 77 7

4 hett instrument, in de onduidelijkheid in de toelichting op het instrument bij sommigee items, in de overlap tussen de verschillende items en in het feit dat de toelichtingg bij sommige items toegespitst is op mensen die al in behandeling zijn. CONCLUSIEE Bestaande PJ rapportages bevatten veel bruikbare informatie op basis waarvann met behulp van een gestandaardiseerd instrument een redeüjk betrouwbare risicotaxatiee kan worden gemaakt. Het onderzoek levert verder belangrijke aanwijzingen op voorr mogelijke verbetering in de PJ rapportage en het gebruikte risicotaxatie instrument. Summary y BACKGROUNDD In forensic psychiatry more and more importance is being attached to standardizedd risk assessment. However, at this moment it is not yet clear what the possibilitiess and limitations of this new strategy are. AIM To study the inter-rater reliability of risk assessmentt in forensic psychiatric and psychological reports (pro justitia reports) using a standardizedd instrument for risk assessment. METHODD Three forensic psychiatrists experienced in risk assessment independentlyy reviewed 74 psychiatric and psychological reports. Based on the information availablee in these reports, they scored the HKT-30, a standardized risk assessment instrument.. The HKT-30 consists of 30 items divided over 3 clusters: a historical clusterr (H) containing 12 items, a clinical cluster (K) containing 12 items, and a futuree cluster (T) which comprises 6 items. In order to determine the inter-rater reliabilityy on item level Pearson's r, Kendall's tau and the weighted squared kappa weree computed for each item. Inter-rater reliability at the cluster level was assessed usingg the intraclass correlation coefficient (ICC). RESULTSS Reliability of the Historical items was found to be generally good to veryy good (kappa's between 0.59 and 0.86; median 0.66). Reliability of the Clinical itemss appeared to be reasonable to good (kappa's between 0.36 and 0.81; median 0.55).. Reliability of the Future items was good (kappa's between 0.58 and 0.65; mediann 0.64). For the total score on the Historical, Clinical and Future items, ICCs off 0.85, 0.81 and 0.78 were found respectively. Looking at the instrument as a wholee (30 items) an ICC of 0.85 was found. A qualitative analysis showed that the mainn sources of unreliability were located in the psychiatric or psychological reportss as a source of information, in some insufficiencies of the training of the 78 8

5 researcherss in using the HKT-30, in the obscurities of the instructions regarding somee items, in the overlap between certain items, and in the fact that for certain itemss the instructions were tailored only to people who already started treatment. CONCLUSIONN Existing pro justitia reports contain useful information for a comprehensivee and reliable risk assessment using the HKT-30. The study also yielded important indicationss for possible improvement of the pro justitia reports and the HKT Inleiding Hett inschatten van de kans op herhaling van gewelddadig gedrag is een belangrijk onderwerpp in de acute en zeker ook in de forensische psychiatrie. Binnen de acute psychiatriee gaat het dan vooral om het inschatten van de gevaarscriteria bij het in gangg zetten of beëindigen van een IBS of een RM 1. Binnen de forensische psychiatrie speeltt het inschatten van het herhalingsrisico op gewelddadig gedrag een rol gedurendee het hele proces van de rechtspleging. Zo wordt bij de voorgeleiding aan de rechter commissariss steeds vaker een psychiater geconsulteerd, in eerste instantie om advies tee geven omtrent het al dan niet opstarten van een onderzoek naar de geestvermogenss van de verdachte, maar ook om het recidiverisico bij een eventuele schorsing in tee schatten. In de Pro Justitia-rapportage (in het kader van het gerechtelijk vooronderzoekk naar de geestvermogens van de verdachte) wordt aan de gedragskundige eenn mening gevraagd over de toerekeningsvatbaarheid, maar ook over het recidiverisicoo en het risicomanagement. Ook bij het opleggen van een straf en/of maatregel door dee rechtbank, zal rekening gehouden worden met de inschatting van het recidiverisico.. Behandeling en/of begeleiding, die door de rechtbank kan worden opgelegd, is gerichtt op het verminderen van het recidive risico. Tenslotte speelt bij de vraagstelling off een gedwongen maatregel (bijv. Tbs) beëindigd kan worden en ook bij het al dan niett toekennen van proefverlof, risicotaxatie uiteraard een grote rol. Risicotaxatiee vond tot voor kort uitsluitend plaats door middel van een "klinische inschatting'.. De geraadpleegde gedragsdeskundige gaf op basis van zijn/haar deskundigheid een inschattingg over het te verwachten gevaar. Deze inschatting gebeurde op basis van Tclinischee ervaring' en was niet transparant. Het was onduidelijk op basis van welke gegevens dee inschatting tot stand kwam en of dit altijd op basis van dezelfde gegevens plaatsvond. Uitt onderzoek (Mosman, 1994) is inmiddels gebleken dat deze klinische inschatting weliswaar 11 In Bewaring Stelling en een Rechterlijke Machtiging 79 9

6 beterr is dan 'het toeval', maar dat de nauwkeurigheid te wensen overlaat: clinici schatten het gevaarr meestal te hoog in (Buchanan, 1999). De laatste twee decennia is hard gewerkt aan de ontwikkelingg van risicotaxatie-instrumenten 2. Uit diverse onderzoeken (Hare, 1991, Webster 1997)) is gebleken dat een aantal van de ontwikkelde instrumenten (oa. PCL-R, HCR-20. SVR- 20)) het risico op herhaling van gewelddadig gedrag beter kan voorspellen dan het nietgestructureerdee klinische onderzoek. Toch moeten we ons van de voorspellende waarde van dezee instrumenten nog niet al te veel voorstellen: bij een voorspeld hoog risico zitten meestal veell vals positieven, terwijl het voorspellen van een laag risico op toekomstig gewelddadig gedragg beter mogelijk is (Grubin, 1997). Uit onderzoek met de PCL-R is bovendien gebleken datt de validiteit van een instrument kan wisselen per land, cultuur en setting waarin het gebruiktt wordt (Cooke, 1997). De verschillende in het buitenland ontwikkelde instrumenten zijnn echter (nog) niet gevalideerd voor de Nederlandse situatie. In Nederland wordt wel een groott belang gehecht aan het ontwikkelen van een goed risicotaxatie-instrument voor de Nederlandsee situatie. Op dit moment worden in de verschillende settingen diverse risicotaxatie-instrumentenn gebruikt, die niet allemaal dezelfde structuur hebben en die niet goed onderlingg vergelijkbaar zijn. Tussen september 1999 en juni 2000 is daarom gewerkt aan het ontwikkelenn van een instrument (de HKT-30), dat gebaseerd is op de reeds bestaande instrumentenn en waarin resultaten van recidive onderzoek na ontslag of proefverlof uit de Tbs-kliniekenn zijn meegenomen. In de komende jaren zal moeten büjken in hoeverre dit instrument bruikbaarr is voor de Nederlandse situatie. In dit artikel worden gegevens gepresenteerd over dee betrouwbaarheid van de risicotaxatie in de Pro Justitia rapportage indien deze gescoord wordtt met behulp van de HKT-30. De vraag is of Pro Justitia-rapportages voldoende informatie bevattenn om de HKT-30 op een betrouwbare wijze te scoren. Dit onderzoek vond plaats in het kaderr van een groter onderzoeksproject bij de forensisch psychiatrische diensten van Den Boschh en Arnhem naar de kwaliteit van en het vervolg op Pro Justitia-rapportages. Onderzoek naarr de betrouwbaarheid en naar de voorspellende waarde van de risicotaxatie in de PJ rapportagess vormen belangrijke onderdelen van dit project Methode Brongegevens Inn het kader van het onderzoek zijn 74 PJ-rapportages gescoord, afkomstig uit de arrondissementenn Den Bosch, Arnhem en Zutphen. Het gaat daarbij zowel om enkelvoudigee psychiatrische of psychologische rapportages als om dubbelrapportages, dat wil zeggenn rapportages waaraan zowel een psycholoog als een psychiater een bijdrage heeft 22 PCL-R - Psychopathy Checklist - revised (Haie, 1991) HCR-20 - Historical Clinical Risk-20 (Webster et al 1997) SVR Sexual Violence Risk-20 (Boer, Wilson et al 1997) 80 0

7 geleverd.. De rapportages maken deel uit van een bestand van 755 rapporten, dat in het kaderr van een onderzoek naar de kwaliteit van en het vervolg op PJ-rap portages (at random)) geselecteerd is. Een beschrijving van de rapporteurs, die de HKT-30 voor dit onderzoekk hebben gescoord: rapporteur 1 (WJC) is 41 jaar, man en sinds 6 jaar werkzaam als forensischh psychiater bij de FPD. Rapporteur 2 (PvP) is 50 jaar, man, sinds 15 jaar werkzaamm als forensisch psychiater bij de FPD en gepromoveerd op een forensisch psychiatrischh onderwerp. Rapporteur 3 (TvdV) is 41 jaar, vrouw, en sinds 5 jaar werkzaam als forensischh psychiater, zowel bij de FPD als in een forensische behandelsetting Instrument Hett onderzochte risicotaxatie-instrument, de HKT-30 is opgebouwd uit 3 clusters, te wetenn het H(istorisch) cluster bestaande uit 12 items, het K(linisch) cluster bestaande uitt eveneens 12 items en tenslotte het T(oekomst) cluster bestaande uit 6 items. Hieronderr volgt eerst een korte beschrijving van het instrument. Tabell 1 De geclusterde indicatoren van de HKT 30 Historischee en statische indicatoren n HOI.. Justitiële voorgeschiedenis H02.. Schending van voorwaarden omtrentt behandeling en toezicht H03.. Gedragsproblemen voor twaalfdee levensjaar H04.. Slachtoffer van geweld inn jeugd H05.. Hulpverlenings-geschiedenis H06.. Arbeidsverleden H07.. Middelengebruik H08.. Psychiatrische stoornissen n H09.. Persoonlijkheidsstoornissen n H10.. Psychopathie Hll.. Seksuele Deviatie H12.. Overige Historische risico-indicatoren n Klinischee en dynamische Toekomstt ofwel situatieve indicatoren n indicatoren n KOI.. Probleeminzicht T01 1 Overeenstemmingg over K02.. Actieve psychotische voorwaarden n symptomen n T02.. Materiëlee indicatoren K03.. Middelengebruik T03.. Vaardighedenn en K04.. Impulsiviteit dagbesteding g K05.. Empathie T04.. Socialee steun en K06.. Vijandigheid netwerk k K07.. Sociale en relationele T05.. Stresss en coping vaardigheden n T06.. Overigee situatieve K08.. Zelfredzaamheid risico-indicatoren n K09.. Acculturatie problematiek k K10.. Negatieve attitude t.o.v.. behandeling Kil.. Verantwoordelijkheid voorr het delict K12.. Overige klinische risico-indicatoren n 81 1

8 HistorischeHistorische factoren Naarr de Historische factoren heeft in de afgelopen jaren het meeste onderzoek plaatsgevonden.. Uit de diverse onderzoeken (Quinsey, Harris, Rice & Cormier, 1998;; Webster & Jackson, 1997) is gebleken dat deze factoren een grote voorspellendee waarde hebben met betrekking tot het recidiverisico. Alhoewel deze factoren duss een zeer duidelijke rol spelen, zijn ze niet in positieve zin te beïnvloeden doorr behandeling of begeleiding. Een andere naam voor de Historische factoren is dann ook de statische factoren. Het scoren van deze factoren heeft betrekking op hett hele leven tot het moment van meting. Wat er na de meting in het leven van dee betrokkene in positieve zin (bijvoorbeeld door behandeling) verandert, heeft duss geen invloed op de waarden van de Historische factoren. KlinischeKlinische factoren Hett belang van de Klinische factoren is in voorspellende zin minder aangetoond dann dat van de Historische factoren. Uit onderzoek (o.a. Webster & Jackson, 1997) iss echter gebleken dat ze wel een rol dienen te spelen bij de risicotaxatie. De scoringg heeft betrekking op de laatste 3-12 maanden en kan dus aan verandering onderhevigg zijn. Het feit dat de Klinische factoren kunnen veranderen, maakt dat zijj het richtpunt kunnen vormen van behandeling en begeleiding die als doel hebbenn om het recidiverisico te verminderen. De veranderingen in de Klinische factorenn spelen ook een grote rol bij het beoordelen van het succes van een forensische behandelingg en zeker ook bij het beslissen over het al dan niet beëindigen ervan. ToekomstToekomst factoren Dezee factoren hebben betrekking op toekomstige omstandigheden, waarin betrokkenee zal gaan verkeren. Uit onderzoeken van Leuw (1999) en Ros, Hart & Webster (1998)) blijkt dat deze omstandigheden van grote invloed kunnen zijn op de herhalingskanss van gewelddadig gedrag. Goede sociaal-economische omstandigheden zorgenn voor een aanzienlijke vermindering van de kans op recidive. Als gesproken wordtt over risicomanagement, dan speelt het trachten te optimaliseren van de leefomstandighedenn vaak een grote rol Scoring Iederr item van de HKT-30 wordt aan de hand van de handleiding gescoord op een 7-puntsschaal,, dus met een cijfer tussen 0 en 6. Dit gebeurde door de eerder genoemdee rapporteurs, onafhankelijk van elkaar. Voorafgaand hieraan was door de rapporteurss de handleiding bestudeerd en waren onderling de volgende afspraken gemaakt: : 82 2

9 Indien een HKT-30 item niet vanuit de rapportage te scoren is, wordt 'onbekend' gescoord.. Indien de onderzoeker vanuit de rapportage wel een bepaalde indruk omtrent eenn HKT-30 item heeft, maar het item is niet letterlijk in de rapportage terug te vinden,, dan wordt deze indruk gescoord (dus niet als onbekend). Indien er bij de gerapporteerde sprake is van zwakbegaafdheid, een bewezen risicofactorr (Lund, 1990), die echter niet in de HKT-30 terug te vinden is, dan wordtt gekeken of deze factor een zodanig belang heeft dat hij als H12, K12 en/off T6 te scoren is. Indien er sprake is van affectieve verwaarlozing (zonder mishandeling) wordt op vraagg H4 (slachtoffer van geweld in jeugd) een 3 gescoord. In de literatuur (Smithh en Thornberry, 1995) zijn er namelijk sterke aanwijzingen dat affectieve verwaarlozing,, ook als dit niet gepaard gaat met fysieke mishandeling, kan leidenn tot antisociaal gedrag in de toekomst. Voor de score 3 wordt gekozen, omdatt fysieke mishandeling als risicovoller wordt ingeschat. Bij het item K10 (negatieve attitude ten opzichte van behandeling) is afgesprokenn dat in de rapportage wordt gekeken naar de (geschatte) motivatie van de betrokkenee bij een eventueel in de rapportage geadviseerde behandeling of begeleiding.. Bij het item H10 (psychopathie) wordt er geen PCL-R gescoord, maar vindt een klinischee inschatting plaats van de ernst van de psychopathie op basis van de daarvoorr relevante gegevens in de rapportage. Als in een cluster meer dan eenderde deel van de items als "onbekend" wordt gescoord,, dan wordt de betreffende rapportage uit het onderzoek verwijderd. Als in een cluster minder dan eenderde deel van de items als "onbekend" wordt gescoord,, dan worden de ontbrekende items vervangen door het gemiddelde van dee wel gescoorde items van het betreffende cluster. Bij het scoren van de Toekomst items zijn de onderzoekers er van uitgegaan dat dee situatieve omstandigheden ongewijzigd blijven ten opzichte van de periode waarinn het ten laste gelegde plaatsvond, tenzij uit de rapportage blijkt dat duidelijkk andere omstandigheden (waarmee dan niet bedoeld worden de penitentiaire inrichting,, de Tbs-kliniek of het psychiatrisch ziekenhuis) te verwachten zijn Statistische analyse Tenn behoeve van dit project is aan de hand van 74 bestaande Pro Justitia-rapportagess de HKT-30 ingevuld door drie van elkaar onafhankelijke ervaren rapporteurs. 83 3

10 Dee gemiddelden en de spreiding zijn bepaald van ieder item, van de totaalscores perr cluster en van de drie clusters gezamenlijk. Dee interne consistentie van de clusterscores en van de totaalscore werd voor iedere onderzoekerr afzonderlijk gemeten middels bepaling van de Cronbach's alfa. De internee consistentie van de clusters varieerde van.78 tot.91 en van de totaalscore vann.90 tot.94. Vervolgenss is een aantal analyses toegepast om te onderzoeken in hoeverre de drie onderzoekerss overeenstemden op de itemscores, de clusterscores en de totaalscore vann de HKT-30. Met behulp van het statistische programma SPSS werd een aantal correlatie-coëfficiëntenn berekend. In dit kader werden steeds drie overeenkomsten bestudeerd,, namelijk tussen onderzoeker 1 en 2, tussen onderzoeker 1 en 3 en tussenn onderzoeker 2 en 3. Van de 3 gevonden waarden werd de mediaan berekend.. Achtereenvolgens werden de Pearson's r en de Kendall's tau bepaald; niet voorr toeval gecorrigeerde correlatiecoëfficiënten. Gekozen werd voor deze bepalingen,, om vergelijking mogelijk te maken met recent in de Tbs-klinieken uitgevoerd onderzoekk naar de interbeoordelaarsbetrouwbaarheid van de HKT-30 (Werkgroep Pilotstudyy Risicotaxatie Forensische Psychiatrie, 2002). Omm een overeenstemmingscoëfficiënt te bepalen tussen de 3 onderzoekers gelijktijdigg (simultaan), werd gebruik gemaakt van het statistisch programma Agree. Hiermeee werden de ongewogen kappa, de lineair gewogen kappa en de kwadratisch gewogenn (square weighted ~ sw) kappa bepaald. Dit zijn voor toeval gecorrigeerde overeenstemmingscoëfficiëntenn en in die zin dus kritischer maten voor de interbeoordelaarsbetrouwbaarheidd dan de eerder genoemde Pearson's r en Kendall's tau. Hett verschil tussen de verschillende kappa's is dat de ongewogen kappa alleen aangeeftt of de 3 onderzoekers een item al dan niet exact hetzelfde scoren. De matee van verschil tussen de onderzoekers heeft geen invloed op de ongewogen kappa.. Bij de lineair gewogen kappa wordt een klein verschil tussen de onderzoekerss als minder zwaar gewogen dan een groot verschil. Naarmate het verschil tussenn de onderzoekers groter wordt, heeft dit een lineaire negatieve invloed op de groottee van de lineair gewogen kappa. De kwadratisch gewogen kappa is te vergelijkenn met de lineair gewogen variant, maar bij de kwadratisch gewogen kappa weegtt een klein verschil tussen de onderzoekers lichter en een groot verschil zwaarderr dan bij de lineair gewogen variant. Mett behulp van het statistische programma Agree konden de ongewogen, de lineair gewogenn en de kwadratisch gewogen kappa simultaan bepaald worden tussen de 3 onderzoekers.. Omdat de onderzoekers van mening zijn dat kleine verschillen rela- 84 4

11 tieff weinig moeten bijdragen aan de onbetrouwbaarheid en grote verschillen relatieff veel, is de kwadratisch gewogen kappa de meest reële maat voor de interbeoordelaarsbetrouwbaarheidd van dit instrument. In de uiteindelijke bespreking van dee interbeoordelaarsbetrouwbaarheid zal dan ook uitgegaan worden van de kwadratischh gewogen kappa. Omdatt de interne consistentie van het instrument goed bleek te zijn, mocht er ookk gekeken worden naar de overeenstemming tussen de somscores, zowel per clusterr als voor het totale instrument. Om deze overeenkomsten te bepalen werd eenn intraklasse correlatiecoëfficiënt (ICC) bepaald, een voor toeval gecorrigeerde maatt voor de overeenkomst tussen de 3 onderzoekers die mathematisch identiek is aann een kwadratische gewogen kappa. Bijj de interpretatie van de diverse kappawaarden kan gesteld worden dat een waardee boven de 0.80 wijst op een zeer goede interbeoordelaarsbetrouwbaarheid, eenn waarde tussen de 0.60 en 0.80 als goed wordt beschouwd, een waarde tussen dee 0.40 en 0.60 nog redelijk is en een waarde onder de 0.40 als matig of onvoldoendee wordt gezien (Landis & Koch, 1977) Voor de ICC gelden vergelijkbare vuistregelss bij de interpretatie van de bevindingen Resultaten Onderzoekspopulatie Onderr de 74 gerapporteerden zijn 71 mannen en 3 vrouwen. Qua leeftijd is 37% tussenn de 18 en 25 jaar, 21 % tussen de 26 en 30 jaar, 21 % tussen de 31 en 35 jaarr en 21 % boven de 36 jaar. De delicten, die aanleiding vormden tot de rapportage,, waren als volgt verdeeld: één vierde van de respondenten werd gerapporteerd voorr een levensdelict (12% geslaagd levensdelict, 12% poging levensdelict); over éénn vierde werd gerapporteerd in verband met een zedendelict (20% met kinderen, 77 % met volwassenen); een derde kwart werd gerapporteerd voor geweldsdelicten (11%% geweld personen, 13% vermogen met geweld personen); voorts pleegde 16% eenn vermogensdelict zonder geweld, 5% een brandstichting en 4% overige delicten. Volgenss de rapporteurs was er in 23% van de gevallen sprake van verslavingsproblematiekk (veelal polydruggebruik), in 43% van een psychiatrisch toestandsbeeld (voorr een groot deel psychotische stoornissen) en bij 88% van een persoonlijkheidsstoorniss (meestal uit het B-cluster). 85 5

12 Uitvoerbaarheid scoring HKT-30 op basis van bestaande PJJ rapportages Tabell 2 laat zien dat de meeste items van de HKT-30 op basis van de bestaande PJ rapportagess te scoren waren. Het aantal ontbrekende waarden was beperkt. Bij de items H22 (schending afspraken behandeling), H5 (hulpverleningsgeschiedenis), H7 (middelenmisbruikk in het verleden), K3 (middelenmisbruik in het afgelopen jaar) en Tl (overeenstemmingg over voorwaarden) komen de meeste ontbrekende waarden voor. Bijj 5 van de 74 rapporten (7%) ontbrak op één of meer clusters meer dan eenderde deell van de items, waardoor deze rapportages niet bij het betrouwbaarheidsonderzoekk betrokken konden worden. De uiteindelijke uitslagen hebben dus betrekking op 699 rapporten, die door 3 verschillende onderzoekers onafhankelijk zijn gescoord Tabell 2 Ontbrekende waarden op clusterniveau (74 rapporten) beoordelaar r H-itemss % K-itemss % T-itemss % HKTT % I I II I III I HKT-30 scores volgens de verschillende beoordelaars Tabell 3 toont de totaalscores per cluster, de gemiddelde itemscores per cluster en dee spreiding van de scores per cluster voor de verschillende beoordelaars. Tabell 3: De gemiddelde scores op de HKT en het bereik per beoordelaar 7-puntsschaall Historisch Klinisch Toekomst HKT geheel beoordelaar beoordelaar \ gemiddelde e totaal l gemiddelde e item m Spreiding g Uitt bovenstaande tabel blijkt dat vooi de verschillende onderzoekers de gemiddelde somscoress dicht bij elkaar liggen en dat geldt dan logischerwijs ook voor de gemiddeldee itemwaarde per cluster. De Toekomst items worden gemiddeld hoger gescoordd dan de Historische en de Klinische items, hetgeen betekent dat de te 86 6

13 verwachtenn sociaal-economische omstandigheden in het algemeen als zorgeüjk werden ingeschat.. De spreiding is groot en voor ieder item geldt dat alle scoringsmogelijkheden vann 0 tot en met 6 gebruikt werden Overeenstemming op itemniveau Figuurr 1: Interbeoordelaarsbetrouwbaarheid Historische indicatoren HKT30: Pearson'ss r, Kendall's tau en kwadratisch gewogen (s.w.] Kappa a Justitiëlee voorgeschiedenis Behandeltrouw w Gedragsproblemenn voor 12e jaar Slachtofferr geweld in jeugd cc Hulpverlenmgsgeschiedenis ö ö 22 Arbeidsverleden o o _c c jöö Middelengebruik o o Psychiatrische stoorn's I I Persoonlijkheidsstoornis s Psychopathie e DD Pearson Seksuelee deviatie Kendall Ds.w.. Kappa o o O.i i.88 0.< Figuurr 1 toont de overeenstemming tussen de beoordelaars op de Historische items. Mett uitzondering van H12 (restitem) lijkt het te gaan om een goede betrouwbaarheid: rr variërend van.45 tot.85 (mediaan.70); tau variërend van.36 tot.74 (mediaan.62); s.w.. kappa variërend van.38 tot.86 (mediaan.77). Op basis van de voor toeval gecorrigeerderigeerde overeenstemming kan per item nog het volgende opgemerkt worden. Item H7 (middelenmisbruik)) is kennelijk zeer betrouwbaar te scoren is (s.w. kappa > 0.80). De itemss Hl (justitiële voorgeschiedenis), H2 (schending van afspraken behandeling), H4 (slachtofferr van geweld in jeugd), H5 (hulpverleningsgeschiedenis), H6 (arbeidsverleden),, H10 (psychopathie) en Hll (seksuele deviatie) zijn betrouwbaar te scoren op basiss van de PJ rapportage (0.61<s.w. Kappa < 0.80). Voor de items H3 (gedragsproblemenn voor het 12e levensjaar), H8 (psychiatrische as-i stoornis) en H9 (persoonlijkheidsstoornissen)) geldt dat deze met redelijke mate van betrouwbaarheid te scoren 87 7

14 zijnn (0.41 < s.w. Kappa < 0.60). Bij de Historische items is alleen de betrouwbaarheid vann het restitem H12 matig te noemen (s.w. Kappa < 0.40). Figuurr 2: Interbeoordelaarsbetrouwbaarheid HKT30 Klinische indicatoren: Pearson'ss r, Kendall's tau en kwadratisch gewogen Kappa " " Probleeminzicht t Actievee psychotische symptomen ii Middelengebruik k \\ I I I I I Impulsiviteit t Empathie e Vijandigheid d II ' ' ' - 11 i > < =I=I ii i i i z n ii i r J!= r 1 ii i i i 'IJJ rr Sociale en relationele vaardigheden Zelfredzaamheid Acculturatieproblematiek k Negatievee attitude tov behandeling '' '''T Verantwoordelijkheidd voor delict SS Pearson 0ver '9 e Kendall l Ds.w.. Kappa, i , Figuurr 2 toont de interbeoordelaarsbetrouwbaarheid van de Klinische items. De betrouwbaarheidd van deze items is in het algemeen wat lager dan van de Historische itemss en er zijn grote verschillen tussen de items: r varieert van.44 tot.82 (mediaan.60),, tau varieert van.344 tot.72 (mediaan.50) en de kwadratisch gewogen kappa varieertt van.36 tot.81 (mediaan.53). Op basis van de voor toeval gecorrigeerde overeenstemmingg kan per item nog het volgende opgemerkt worden. Item K3 (middelenmisbruik)) kan kennelijk zeer betrouwbaar gescoord worden (s.w. Kappa > 0.80). De itemss KI (probleeminzicht), K2 (actieve psychotische symptomen) en K10 (negatieve attitudee ten opzichte van behandeling) zijn goed betrouwbaar te scoren (0.61 < s.w. Kappaa < 0.80). De betrouwbaarheid van de volgende items is hooguit redelijk (0.41<s.w.. Kappa < 0.60) te noemen: K4 (impulsiviteit), K5 (empathie), K6 (vijandigheid),, K7 (sociale en relationele vaardigheden), K9 (acculturatieproblemen), Kil (verantwoordelijkheidd voor het delict) en K12 (restitem). Van het item K8 (zelfredzaamheid)) is de betrouwbaarheid slechts matig (0.21< s.w. kappa <0.40)

15 Figuurr 3: Interbeoordelaarsbetrouwbaarheid Toekomst indicatoren HKT 30: Pearson's s Overeenstemmingg over voorwaarden Materiëlee indicatoren Vaardighedenn en dagbesteding Socialee steun en netwerk Stresss en coping DD Pearson,..,,.^. Kendall l DD sw. Kappa 00 0, ,4 0, ,7 0.) Figuurr 3 toont een overzicht van de interbeoordelaarsbetrouwbaarheid van de Toekomstt items. De betrouwbaarheid van deze items is, met uitzondering van het restitem,, goed te noemen: r varieert van.44 tot.68 (mediaan.60), tau varieert van.388 tot.58 (mediaan.53) en s.w. kappa varieert van.22 tot.66 (mediaan.62). Op basiss van de voor toeval gecorrigeerde overeenstemming kan per item nog het volgendee opgemerkt worden. Voor de items Tl (overeenstemming over voorwaarden), T4 (socialee steun en netwerk) en T5 (stress en coping) geldt dat deze met een goede betrouwbaarheidd te scoren zijn (0.61 < s.w. Kappa < 0.80). Voor T2 (materiele indicatoren)) en T3 (vaardigheden en dagbesteding) is de betrouwbaarheid redelijk (0.41 < s.w.. kappa <0.60). Het restitem T6 kan niet betrouwbaar worden gescoord. 89 9

16 Overeenstemming op clusterniveau Tabell 4 toont de overeenstemming op clusterniveau en de overeenstemming voor dee totaalscore. Uit deze tabel blijkt dat de betrouwbaarheid van deze somscores zonderr uitzondering goed tot uitstekend genoemd kan worden. Tabell 4: Interbeoordelaarsbetrouwbaarheid HKT-30 berekend met de Intraklassee Correlatie Coëfficiënt (ICC) en Pearson's r. Historisch h Klinisch h Toekomst t TOTAAL L ICC C Pearson'ss r

17 4.55 Discussie Onderzoekk heeft plaatsgevonden naar de betrouwbaarheid van risicotaxatie in de Pro-Justitiaa rapportages. Hiervoor werd gebruik gemaakt van de HKT-30, een voor dee Nederlandse situatie samengesteld risicotaxatie-instrument voor de forensische psychiatrie.. De reden waarom voor deze onderzoeksopzet is gekozen, is met name gelegenn in de goede mogelijkheden voor follow-up, waardoor bij voldoende geblekenn betrouwbaarheid op een relatief eenvoudige wijze de voorspellende waarde van hett instrument te bepalen is door middel van de recidive cijfers van de gerapporteerdenn in de jaren na de rapportage. Opp basis van dit onderzoek blijkt dat de items van de HKT-30 op basis van bestaandee PJ rapportages met een per cluster en per item wisselende betrouwbaarheidd gescoord worden. Allereerst wordt duidelijk dat de restitems H12, K12 en T6 matigg tot slecht scoren. Verder zijn de Historische items overwegend met een goedee tot zeer goede betrouwbaarheid te scoren. Een rol bij de relatief lage betrouwbaarheidd van H8 (psychiatrische as-1 stoornis) is ongetwijfeld gelegen in hett feit dat de toelichting bij dit item is toegespitst op de psychotische stoornis, zodatt bij andere stoornissen verwarring optreedt. De inhoud van de items H9 (persoonlijkheidsstoornissen)) en H10 (psychopathie) is binnen de onderzochte doelgroepp grotendeels uitwisselbaar, wat voor een deel de wat lagere betrouwbaarheid kann verklaren (naast de toch al geringe betrouwbaarheid bij het vaststellen van dezee stoornissen, indien geen gebruik wordt gemaakt van gestandaardiseerde meetinstrumenten).. Dee grootste mate van onbetrouwbaarheid zit bij de Klinische items. Van slechts 4 itemss is de betrouwbaarheid goed te noemen, 7 items scoren redelijk en 1 matig. Kll (probleeminzicht), K2 (actieve psychotische symptomen)en K3 (middelenmisbruik)) en K10 (negatieve attitude ten opzicht van behandeling) zijn de positieve uitzonderingen.. Waarschijnlijk hangt dit deels samen met het feit dat deze gegevenss meestal duidelijk zijn terug te vinden in de PJ-rapportages, deels ook met hett feit dat psychiaters gewend zijn zorgvuldig naar deze items te kijken. Begrippenn als impulsiviteit (K4), empathie (K5) en vijandigheid (K6) zijn ongetwijfeldd van belang voor de risicotaxatie, maar zijn moeilijk te definiëren, laat staann in maat en getal uit te drukken. De handleiding van de HKT-30 gaf hierin ookk onvoldoende sturing. Het item zelfredzaamheid (K8) heeft naar de mening van dee onderzoekers betrekking op te veel gebieden (zelfverzorging, financieel, eetgewoontess etc), waardoor het slechts matig betrouwbaar te scoren is. Verder is de 91 1

18 inhoudd van de items K7 (sociale en relationele vaardigheden), K8 (zelfredzaamheid)) en K9 (acculturatieproblematiek) grotendeels uitwisselbaar. Ten aanzien van hett item negatieve attitude (K10) valt op te merken dat uit de PJ-rapportage vaak niett duidelijk te distilleren is hoe betrokkene tegenover een nog te starten behandelingg staat. De toelichting op dit item is gericht op mensen die al in behandeling zijn,, hetgeen tot onduidelijkheid kan leiden. Ook bestond onduidelijkheid over het scorenn van dit item, indien geen behandeling of begeleiding werd geadviseerd. Ruimm een kwart van de onderzochten ontkende schuldig te zijn aan het ten laste gelegde,, hetgeen het scoren van het item verantwoordelijkheid voor het delict (Kil)) in deze gevallen bemoeilijkte. Dee Toekomst items waren met een goede betrouwbaarheid vast te stellen. In hoeverree de betrokkene zich in de toekomst aan afspraken zal houden (Tl) was betrouwbaarr vast te stellen. In de rapportages is hier echter lang niet alles over terugg te vinden, zeker als nergens blijkt of het advies met de gerapporteerde besprokenn is. Voor T2 (materiële indicatoren) vinden de onderzoekers, ondanks een duidelijkee beschrijving in de handleiding, niet meer dan een redelijke betrouwbaarheid.. Mogelijk ligt de oorzaak in een onvoldoende beschrijving in de PJ-rapportagess hetgeen leidt tot een 'inschatting' die blijkbaar niet goed in maat en getall is uit te drukken. Tussen T2 (materiële indicatoren), T3 (vaardigheden en dagbesteding)) en T4 (sociale steun en netwerk) bestaat waarschijnlijk een behoorlijkee overlap. Bij T3 laat de handleiding veel ruimte voor persoonlijke interpretatieverschillen,, hetgeen (zij het in mindere mate) ook geldt voor T4. Naast de soms gebrekkigee beschrijving van deze items in de PJ-rapportages is dit waarschijnlijk dee belangrijkste oorzaak voor de slechts redelijk te noemen betrouwbaarheid van hett item T3, terwijl de betrouwbaarheid van T4 goed te noemen is. T5 (stress en coping)) staat als T-item wat meer op zichzelf en is met een goede betrouwbaarheidd te scoren: de rapportages bevatten duidelijke informatie over dit item en de handleidingg is helder. Voor het restitem T6 geldt een matige betrouwbaarheid. Dee bevindingen komen in grote lijnen overeen met de resultaten over de interbeoordelaarsbetrouwbaarheidd van de HKT-30, zoals die beschreven staan in het rapportt van de Werkgroep Pilotstudy Risicotaxatie in de Forensische Psychiatrie (2002).. Bij laatstgenoemde studie is echter wel gebruik gemaakt van een gemodificeerdee versie van de HKT-30, waarin de rest items zijn vervallen en er sprake is vann 11 Historische, 13 Klinische en 6 Toekomst items. Uitt het bovenstaande blijkt verder dat de oorzaken van de mindere betrouwbaarheidd van een aantal items gezocht moeten worden op verschillende gebieden. 92 2

19 Vooropgesteldd dient te worden dat de PJ rapportage niet gemaakt is met het oog opp het scoren van een risicotaxatie-instrument als de HKT-30. Desondanks is geblekenn dat het overgrote deel van de items van dit instrument met een redelijke tott grote betrouwbaarheid te scoren is aan de hand van de rapportage. Dit neemt niett weg dat een belangrijke bron van onbetrouwbaarheid is gelegen in de PJ rapportagee als informatiebron voor het invullen van de HKT-30. Informatie over het betreffendee item kan niet terug te vinden zijn, hetgeen ertoe kan leiden dat het itemm niet te scoren is. Het aantal keren dat "onbekend" gescoord is, viel echter vrijj laag uit. Veel vaker kwam het voor dat er onduidelijke of onvolledige informatiee over het item in de rapportage terug te vinden was, hetgeen veel ruimte liet voorr interpretatieverschillen tussen de verschillende beoordelaars en dus leidde tot eenn verminderde betrouwbaarheid. Dit geldt in meerdere of mindere mate voor alle items,, meer in het bijzonder echter voor de Historische items 1, 6 en 9, voor de Klinischee items 4 tot en met 11 en voor de Toekomst items 1 tot en met 4. Eenn volgende bron van verminderde betrouwbaarheid is gelegen in de toelichting opp de scores in de HKT-30, die bij een aantal items te veel ruimte laat voor interpretatieverschillen.. Dit geldt met name voor Historisch item 8, de Klinische items 44 tot en met 9 en de Toekomst items 2 tot en met 4. Ookk het feit dat er een zekere overlap bestaat tussen de inhoud van een aantal items,, is een bron van verminderde betrouwbaarheid. Het gaat hierbij dan vooral omm de Historische items 9 en 10, de Klinische items 7, 8 en 9 en de Toekomst itemss 2, 3 en 4. Dezelfde informatie kan (door verschillende beoordelaars) bij verschillendee items worden weergegeven. Dee onderzoekers zijn niet getraind in het werken met de HKT-30. Ze hebben voor hett onderzoek alleen uitgebreid de handleiding bestudeerd en vooraf onderling overlegd.. Door een goede training in het werken met een onderzoeksinstrument zall de betrouwbaarheid verder kunnen toenemen. Dee laatste bron van verminderde betrouwbaarheid is gelegen in het feit dat de toelichtingg op een aantal items is toegespitst op mensen die al in behandeling (K10 enn Tl) of veroordeeld (KI) zijn. Deze items zijn moeilijk te interpreteren aan de handd van PJ rapportages. Tenslottee geldt voor een aantal items dat er verschillende bronnen van onbetrouwbaarheidd aanwezig zijn. Het is dan ook niet verbazingwekkend, dat juist deze itemss (Historisch 9, Klinisch 4 tot en met 11, Toekomst 2 tot en met 4) relatief slechtt scoren. Dee interne consistentie en de betrouwbaarheid van de clusterscores en de totaals- 93 3

20 coree waren goed tot zeer goed. Dit roept direct de vraag op of deze somscores ook alss zodanig gebruikt kunnen worden als een kwantitatieve maat voor het bestaandee risico of (ernstige) recidivering. Toekomstig onderzoek zal duidelijk moeten makenn of dat het geval is. Vooralsnog moet een dergelijk gebruik van de HKT-30 tenn stelligste worden afgeraden Conclusie Bestaandee PJ rapportages bevatten veel bruikbare informatie op basis waarvan met behulpp van een gestandaardiseerd instrument een redelijk betrouwbare risicotaxatiee kan worden gemaakt. Het onderzoek levert verder belangrijke aanwijzingen op voorr mogelijke verbetering in de PJ rapportage en het gebruikte risicotaxatie instrument.. Ondanks de lage betrouwbaarheid van de restitems dienen deze items inn de HKT-30 voorlopig gehandhaafd te blijven, omdat deze items de mogelijkheid openhoudenn om bijzondere informatie te registreren en te scoren. Deze restitems kunnenn vooralsnog maar beter niet in de cluster of totaalscores worden opgenomen Geraadpleegde literatuur Boer,, D.P., Wilson, R.J., Gauthier, C.M.,& Hart, S.D. (1997). Assessing risk of sexual violence:violence: Guidelines for clinical practice. In Webster, CD. & Jackson, M.A. (Eds.),, Impulsivity: Theory, assessment and treatment, New York, Guilfordd Press. Buchanan,, A. (1999). Risk and Dangerousness. Psychological Medicine, 29,, Commissiee Instrumentarium Forensische Psychiatrie (2000). Risicotaxatie in de forensischeforensische psychiatrie: Een Nederlands instrument in ontwikkeling. Den Haag, Ministeriee van Justitie. Cooke,, DJ. (1997). Psychopaths: Oversexed, overplayed but not over here? Criminal Behaviourr and Mental Health, 7, Grubin,, D. (1997). Predictors of Risk in Serious Sex Offenders. British Journal of Psychiatry,, 170, Hare,, R.D. (1991). The revised Psychopathy Checklist. Toronto: Multi Health Systems. 94 4

21 Hilterman,, L.B. (2000). Tijdens de oefening terug naar af. Een onderzoek naar de predictiepredictie van ernstige recidive door TBS-gestelden tijdens verlof. Tijdschrift voor Criminologie,, 200/3, Landis,, J.R. & Koch, G.G. (1977). The measurement of observer agreement for categoricalcategorical data. Biometrics,33, Leuw,, E. (1995). Recidive na ontslag uit TBS. Deventer: Goudaa Quint. Leuw,, E. (1999). Recidive na de TBS: Patronen, trends en processen en de inschattinginschatting van gevaar. Den Haag: Ministerie van Justitie WODC. Lund,, J. (1990). Mentally retarded criminal offenders in Denmark. British Journal off Psychiatry, 156, Mosman,, D. (1994). Assessing Predictions of Violence: Being Accurate about Accuracy.Accuracy. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 62/4, Philipse,, M. & Verhagen, T. (2000). Voor relativering vatbaar. De psycholoog, 12. Philipse,, M.W.G. (2003). Risicotaxatie: oplossingen voor een onoplosbaar probleem. In:: Oei, T.I. en Groenhuijsen, M.S., Actuele ontwikkelingen in de forensische psychiatrie,psychiatrie, Deventer, Kluwer. Quinsey,, V.L., Harris, G.T., Rice, M.E. & Cormier,, CA. (1998). Violent offenders: AppraisingAppraising and managing risk. Washington DC: American Psychological Association.. Ross,, D.J., Hart, S.D. & Webster CD. (1998). Aggression in psychiatric patients: UsingUsing the HCR-20 to assess risk for violence. Vancouver: Riverview Hospital Impulsivityy Project. Ruiter,, C de (2000). Voor verbetering vatbaar. Pleidooi voor een gestandaardiseerde risicotaxatie.risicotaxatie. Inaugurale rede. Ruiter,, C. de (2001). Commentaar op Verhagen en Philipse. Dee psycholoog, 1. Webster,, CD. Douglas, K.S., Eaves, D., Hart, S.D.(1997). The HCR-20 Scheme: The AssessmentAssessment of dangerousness and risk. Vancouver: Simon Fraser University. Werkgroepp Pilotstudy Risicotaxatie Forensische Psychiatrie (2002). Risicotaxatie in dede forensische psychiatrie. Bevindingen van een landelijke pilotstudy. Den Haag,, Ministerie van Justitie. 95 5