Horn, J.E. van, Scholing, A., & Mulder, J. (2005). Risicotaxatie bij jeugdige zeden- en geweldplegers in een ambulante setting. Diagnostiek-wijzer, 8 (2), 63-76.
Risicotaxatie bij jeugdige zeden- en geweldplegers in een ambulante setting J.E. van Horn, A. Scholing, & J. Mulder
---------------------------------------------------------------------------------------------------------------------------Gestructureerde klinische risicotaxaties worden slechts incidenteel verricht in de ambulante forensische psychiatrie, omdat de meeste risicotaxatie-instrumenten zijn gevalideerd voor een klinische populatie en omdat er te veel tijd mee gemoeid is. In het onderhavige onderzoek werden drie risicotaxatie-instrumenten geevalueerd op hun bruikbaarheid en betrouwbaarheid in een ambulante setting: Youth Level of Service/Case Management Inventory (YLS/CMI), Structured Assessment of Violent Risk in Youth (SAVRY), en Juvenile Sex Offender Assessment Protocol - Dutch version (J-SOAP D). Resultaten wezen op voldoende tot goede interbeoordelaarsbetrouwbaarheden. Voor een aantal schalen van de YLS/CMI en SAVRY was de overeenstemming tussen beoordelaars matig. Voor een deel kon dit worden verklaard door de onduidelijke toelichting op en formulering van de items. Ingegaan wordt op enkele praktische overwegingen in het gebruik van de onderzochte instrumenten. ---------------------------------------------------------------------------------------------------------------------
Inleiding In Nederlandse en buitenlandse studies wordt in toenemende mate gewezen op de groei van het aantal jongeren dat op steeds jongere leeftijd met politie en/of justitie in aanraking komt (zie bijv. Cottle, Lee, & Heilbrun, 2001; Lodewijks, De Ruiter & Doreleijers, 2002). Gesuggereerd wordt dat een relatief kleine harde kern van de jeugdige criminelen verantwoordelijk is voor 60 tot 70 procent van de - veelal ernstige geweldsdelicten (Loeber, Farrington & Waschbusch, 1998). Nederlands onderzoek wees uit dat 19 procent van de persistent criminele jongeren 62 procent van de gewelddadige criminaliteit voor zijn rekening neemt (Meeus, De la Rie, Luijpers & De Wilde, 2001). De criminele activiteiten van specifiek deze jongeren zouden aanhouden tot in de volwassenheid (Huesmann, Eron, Dubow, 2002). De maatschappelijke onrust, maar ook de materiele en immateriële gevolgen die de toenemende jeugdcriminaliteit met zich meebrengt, dwingen tot maatregelen op het gebied van jeugddetentie en behandeling van deze jongeren. Er dienen voorzieningen te komen waar intensieve en langdurige behandeling kan plaatsvinden voor jongeren met een hoog recidiverisico. Om de behandeling meer af te kunnen stemmen op de zorgbehoefte van jongeren is het belangrijk om het recidiverisico vast te kunnen stellen en die risicofactoren te identificeren die de kans op delictherhaling het meest in de hand werken. In de loop van de jaren is uitgebreid onderzoek gedaan naar factoren die recidive voorspellen bij - vooral gewelddadige - jongeren. Over recidiverende jeugdige seksuele delinquenten is veel minder bekend (Worling & Långstrőm, 2003). Vermoedelijk heeft dit deels te maken met het grote percentage zedendelicten dat niet of pas veel later aan het licht komt. Volgens Ryan (1997) heeft de jeugdige first offender gemiddeld al zeven eerdere zedenmisdrijven gepleegd. Wel is bekend dat de risicofactoren voor het opnieuw plegen van een gewelds- of ander delict afwijken van de risicofactoren die samenhangen met seksuele recidive (Långstrőm & Grann, 2000). De recidivekansen van gewelddadige jongeren waren beduidend hoger als zij al op jonge leeftijd hun eerste delict hadden gepleegd, antisociaal gedrag vertoonden en een netwerk van criminele vrienden of kennissen om zich heen hadden (Brown, 1998). Seksuele recidive hing vooral samen met deviante seksuele interesses, eerdere veroordelingen voor seksuele delicten, twee of meer slachtoffers, onbekende slachtoffers, het ontbreken van contacten met leeftijdgenoten en voortijdige beëindiging van de behandeling (Worling & Långstrőm, 2003). De aanwezigheid van deze risicofactoren bij jeugdige zedendelinquenten verhoogde het risico op het opnieuw begaan van een zedendelict met factor 3.5 (Långstrőm & Grann, 2000). 1
Horn, J.E. van, Scholing, A., & Mulder, J. (2005). Risicotaxatie bij jeugdige zeden- en geweldplegers in een ambulante setting. Diagnostiek-wijzer, 8 (2), 63-76.
Risicotaxatie bij jongeren verschilt op een aantal punten van risicotaxatie bij volwassenen. Een van de belangrijkste verschillen is dat jongeren in vergelijking met volwassenen nog sterk in ontwikkeling zijn op sociaal, emotioneel, fysiek, seksueel en cognitief gebied. Dit betekent dat bij jongeren de manifestatie van bepaalde persoonlijkheidstrekken en gedragingen in de tijd, context en situatie veel minder stabiel is (Worling, 2004). Ook de aard en frequentie van het delictgedrag kan sneller veranderen. Dit maakt dat het bij jongeren moeilijk is om recidiverisico's te schatten op grond van één enkele taxatie. De uitkomst van een risicotaxatie bij jongeren dient dan ook te worden beschouwd als een schatting van het recidiverisico op de korte termijn. In de meeste risicotaxatie-instrumenten voor jongeren wordt aanbevolen om de risicotaxatie bij jongeren om de zes maanden te herhalen (zie Bullens, Van Horn, Van Eck & Das, in voorbereiding). Een tweede punt waarop de risicotaxatie van jongeren verschilt van die van volwassenen is dat jongeren per definitie een kortere criminele voorgeschiedenis hebben. Hierdoor spelen de statische en historische risicofactoren een minder prominente rol in de uitkomsten van de taxatie. Statische risicofactoren zijn factoren die niet te veranderen zijn, bijvoorbeeld de leeftijd waarop het eerste delict is gepleegd of de keuze voor een bepaald type slachtoffer. Historische risicofactoren worden soms onder de statische risicofactoren geschaard. Ofschoon deze factoren– in ieder geval bij volwassenen - relatief statisch, dat wil zeggen, stabiel zijn in de tijd verwijzen ze naar andere kenmerken dan de statische factoren. Het gaat bij de historische factoren veel meer om persoonlijkheidskenmerken zoals antisociaal gedrag en seksuele preoccupatie. Bij jongeren is de manifestatie van deze persoonlijkheidstrekken en gedragingen veel instabieler. Dynamische risicofactoren, zoals middelengebruik en motivatie voor verandering, kunnen door interventies worden beïnvloed en lijken om deze reden bij jongeren een betere voorspelling op te leveren voor toekomstig delinquent gedrag (Borum, Bartel & Forth, 2002). Het derde punt betreft de invloed van beschermende of protectieve factoren. Hieronder worden die factoren verstaan die het recidiverisico duidelijk kunnen verminderen, zoals positieve contacten met niet-criminele leeftijdgenoten, goede schoolprestaties en effectieve vrijetijdsbesteding. Onderzoek toonde aan dat de aanwezigheid van deze drie factoren als een buffer fungeerde voor recidive. Vooral 15- tot 17-jarigen profiteerden van het positieve effect (Hoge, Andrews & Lescheid, 1996). Jongeren zouden ook gevoeliger zijn voor de gunstige invloed van protectieve factoren dan volwassenen. Het gaat hierbij nadrukkelijk om de aanwezigheid van dergelijke beschermende factoren en niet om de afwezigheid van risicofactoren.
Risicotaxatie zou een belangrijke rol kunnen vervullen in het aanbieden van behandelprogramma's die zijn toegesneden op diverse subgroepen van jeugdige geweld- en zedenplegers. Het belang van het verrichten van gestandaardiseerde risicotaxaties wordt ook in Nederland steeds meer benadrukt. Helaas worden risicotaxaties slechts incidenteel uitgevoerd. Een van de redenen hiervoor is het ontbreken van gevalideerde risicotaxatie-instrumenten voor jeugdige delinquenten. De in Nederland meest bekende en gebruikte risicotaxatie-instrumenten voor de jeugd zijn de Youth Level of Service/Case Management Inventory (YLS/CMI. Hoge & Andrews, 1994. Nederlandse vertaling in voorbereiding: De Ruiter, Van Domburgh, Das & Hildebrand, in voorbereiding), Structured Assessment of Violent Risk in Youth (SAVRY. Borum, et al., 2002. Geautoriseerde Nederlandse vertaling: Lodewijks, Doreleijers, de Ruiter & de WitGrouls, 2001) en de Juvenile Sex Offender Assessment Protocol II (J-SOAP II. Prentky & Righthand, 2003. Geautoriseerde Nederlandse vertaling: Bullens, et al., in voorbereiding). De YLS/CMI is gebaseerd op de Level of Service Intentory - revised (LSI-r. Andrews & Bonta, 2000), een risicotaxatie-instrument voor volwassen gewelddadige delinquenten. De YLS/CMI is een relatief nieuw instrument en onderzoek naar de psychometrische kwaliteit van het instrument is tot op heden niet of nauwelijks uitgevoerd. Een van de weinige onderzoeken met de YLS/CMI is die van Marcyk, Heilbrun, Lander en DeMatteo (2003). Hieruit bleek dat de interbeoordelaarsbetrouwbaarheid van de YLC/CMI als 2
Horn, J.E. van, Scholing, A., & Mulder, J. (2005). Risicotaxatie bij jeugdige zeden- en geweldplegers in een ambulante setting. Diagnostiek-wijzer, 8 (2), 63-76.
goed kan worden beschouwd met een Intraklasse Correlatie Coëfficiënt (ICC) van .82. De voorspelling van recidive was minder goed. Onderzoek met de voorloper van de YLS/CMI, de Youth Level of Service Inventory (YLSI. Andrews, Robinson & Hoge, 1984), wees overigens uit dat dit instrument wel goed onderscheidde tussen recidivisten en niet-recidivisten (Jung, Rawana, & Lod, 1997): de recidivisten hadden significant hogere scores op alle afzonderlijke domeinen dan de niet-recidivisten. De SAVRY werd ontwikkeld om het gewelddadige recidiverisico te schatten van jongeren tussen de 12 en 17 jaar. In Amerikaans onderzoek werd de predictieve validiteit van de SAVRY matig bevonden (AUC=.70. McEachran, 2002)1. De correlaties met vergelijkbare andere instrumenten zouden redelijk zijn (Borum et al., 2002). De J-SOAP D is de Nederlandse vertaling van de J-SOAP II (Prentky & Righthand, 2003). De eerste resultaten over de psychometrische eigenschappen wezen uit dat de interbeoordelaars betrouwbaarheid goed is en significant samenhangt met seksuele recidive en het gebruik van geweld tijdens het delict (Martinez, Rosenfeld & Flores, 2004). Onderzoek naar de predictieve validiteit werd tot op heden nog niet verricht.
Het onderstaande onderzoek had een tweeledig doel. Het eerste doel was om, op basis van de ervaringen die in dit onderzoek met de YLS/CMI, SAVRY en J-SOAP D werden opgedaan, een keuze te maken voor een van deze instrumenten als standaard in de hulp aan deze jongeren. De mate van overeenstemming tussen twee beoordelaars en de samenhang tussen de risicotaxatie-instrumenten golden mede hierin als richtlijn. Het tweede doel was om per delicttype (zeden en geweld) de gemiddelde scores voor en na behandeling te vergelijken.
Methode Het onderzoek werd in 2003 en 2004 uitgevoerd bij cliënten van De Waag, centrum voor ambulante forensische psychiatrie, waar zowel volwassen als jeugdige plegers van strafbare feiten worden behandeld. Onderzoeksgroep Voor het onderzoek kwamen cliënten in aanmerking die voldeden aan de onderstaande inclusie- criteria: alle mannelijke zeden- en geweldplegers van 18 jaar of jonger die werden aangemeld voor behandeling bij De Waag. Uitgesloten van het onderzoek werden cliënten bij wie sprake was van ernstige psychopathologie (bijvoorbeeld acute psychotische symptomen), ernstige verslavingsproblematiek, onvoldoende motivatie voor behandeling, ontbreken van een ziektekostenverzekering en/of het onvoldoende beheersen van de Nederlandse of Engelse taal. Risicotaxaties werden verricht aan het begin van de behandeling (T1: vanaf september 2003) en na 6 maanden (T2: vanaf maart 2004). In totaal werden er 27 jongeren benaderd om mee te werken aan het onderzoek. In Tabel 1 staan per delicttype de aantallen weergegeven van de verrichte risicotaxaties en drop-outs op T1 en T2.
Tabel 1. Aantal en percentage verrichte risicotaxaties en drop-outs op T1 en T2
Risicotaxatie verricht Drop-outs Benaderd
zeden n % 10 91.0 1 9.0 11
T1 geweld n % 12 75.0 4 25.0 16
T2 totaal n 22 5 27
zeden n % 7 70.0 3 30.0 10
geweld n % 7 58.3 5 71.7 12
totaal n 14 8 22
1
AUC staat voor Area Under the Curve en geeft de mate aan waarin een instrument het gemeten concept (in dit geval het recidiverisico) voorspelt. Doorgaans worden de AUC-waarden volgens de volgende richtlijnen geïnterpreteerd: AUC < .70= slechte predictieve validiteit; .70 ≤ AUC ≤ .75 = matige predictieve validiteit en AUC > .75= goede predictieve validiteit. 3
Horn, J.E. van, Scholing, A., & Mulder, J. (2005). Risicotaxatie bij jeugdige zeden- en geweldplegers in een ambulante setting. Diagnostiek-wijzer, 8 (2), 63-76.
Gedurende het risicotaxatie onderzoek vielen in totaal 13 van de 27 jongeren (48%) af. Bij beide metingen lag het drop-out percentage bij de geweldplegers hoger dan bij de zedenplegers (Tabel 1). De voornaamste reden om bij de geweldplegers met de risicotaxatie te stoppen, was dat zij niet verschenen op afspraken. Na 2 of 3 afmeldingen of het zonder afmelding wegblijven van een cliënt werd de risicotaxatie stopgezet. In de zedengroep was weigering om (verder) aan het onderzoek deel te nemen de voornaamste reden van drop-out. Van de op T1 benaderde 27 cliënten werd bij 22 (82%) een eerste risicotaxatie verricht. Bij 14 (64%) van de 22 cliënten werd een tweede risicotaxatie verricht. In Tabel 2 staan enkele demografische en delictgerelateerde gegevens van de onderzoeksgroep en de drop-outs. Tabel 2*. Demografische gegevens onderzoeksgroep (n=14) en drop-outs (n=13) Onderzoeksgroep zeden geweld
Drop-outs zeden geweld
Leeftijd M SD
16.6 1.7 n %
16.7 1.8 n %
14.5 1.9 n %
16.9 1.1 n %
Autochtoon
6
85.7
6
85.7
4
7
Allochtoon
1
14.3
1
14.3
-
100. 0 -
Opleiding Basisonderwijs
-
-
3
42.9
2
50.0
4
VMBO
5
83.3
3
42.9
2
50.0
1
Beroepsopleiding
1
16.7
1
14.2
-
-
4
Verplicht
6
85.7
4
57.1
1
25.0
7
Vrijwillig
1
14.3
3
42.9
3
75.0
2
Verwijzer Reclassering
1
14.3
2
28.6
1
25.0
6
RvdK GGZ
2 4
28.6 57.1
2 3
28.6 42.8
1 2
25.0 50.0
3
Ja
3
50.0
3
42.9
1
33.0
6
Afkomst
2
77. 8 22. 2 44. 4 11. 2 44. 4
Kader 77. 8 22. 2 66. 7 33. 3
Recidivist 66. 7 Nee 3 50.0 4 57.1 2 66.7 3 33. 3 * Verschillen werden niet getoetst vanwege de te kleine aantallen per cel
Risicotaxatie-instrumenten De YLS/CMI (Hoge & Andrews, 1994. Nederlandse bewerking De Ruiter et al., in voorbereiding) is een beoordelingslijst om het gewelddadig recidiverisico vast te stellen bij jeugdige geweldplegers tot 18 jaar. Het instrument bestaat uit 42 items verdeeld over 8 domeinen (Deel I) waarvan het eerste domein bestaat uit statische en historische risicofactoren (bijvoorbeeld ‘Eerdere en huidige delicten’ en ‘Familieomstandigheden’) en de overige domeinen dynamische factoren (bijvoorbeeld ‘gedrag’ en ‘Attitude’) bevatten. De YLS/CMI kent ook een Deel II waarin 36 items de specifieke problemen bij de ouders en de jeugdige zelf bevragen. Deel II kent een grote overlap met Deel I en wordt doorgaans niet in onderzoek meegenomen. In het onderhavige onderzoek werd eveneens uitsluitend gerapporteerd over Deel I. Alle items worden dichotoom ‘ja’ (1), ‘nee’ (0) gescoord. In de handleiding worden geen richtlijnen gegeven over het maximale aantal ontbrekende items dat is toegestaan. Naast het interview dienen dossiers en andere collaterale informatiebronnen te worden geraadpleegd ter verificatie van de uit het interview verkregen informatie. 4
Horn, J.E. van, Scholing, A., & Mulder, J. (2005). Risicotaxatie bij jeugdige zeden- en geweldplegers in een ambulante setting. Diagnostiek-wijzer, 8 (2), 63-76.
De SAVRY (Borum, et al., 2002. Geautoriseerde Nederlandse vertaling: Lodewijks, et al., 2001) is een beoordelingsschaal om toekomstige algemene en gewelddadige recidive in te schatten bij jeugdige geweldplegers tussen de 12 en 18 jaar. De 30 items van de SAVRY zijn verdeeld over 4 domeinen: Historische risicofactoren (waaronder ‘eerder gewelddadig gedrag’ en ‘jonge leeftijd bij eerste gewelddadig incident’), Sociale en contextuele risicofactoren (waaronder ‘omgang met delinquente leeftijdgenoten’ en ‘geringe opvoedingsvaardigheden ouders’), Individuele risicofactoren (waaronder ‘problemen met middelengebruik’) en Protectieve factoren (waaronder ‘positieve houding tegenover interventie en autoriteit’ en ‘veerkrachtige persoonlijkheid’). De 24 risicofactoren van de SAVRY worden gescoord op een 3-puntsschaal variërend van ‘laag’ (0), ‘matig’ (1) of ‘hoog’ (2). Voor de 6 protectieve factoren geldt een dichotome scoring: ‘aanwezig’ (0) of ‘afwezig’ (1). Voorts bestaat de mogelijkheid om met een ‘X’ aan te geven indien er onvoldoende informatie aanwezig is om de betreffende risicofactor te scoren. Indien meer dan vijf items niet kunnen worden gescoord, is geen betrouwbare taxatie mogelijk.
De J-SOAP D (Bullens, et al., 2004) is een protocol om op systematische wijze het recidiverisico te schatten van jongeren tussen 12 en 18 jaar met een geschiedenis van seksueel gewelddadig gedrag. De J-SOAP D bestaat uit 28 items verdeeld over vier schalen: Seksuele drang/preoccupatie (waaronder ‘eerdere aangiften van seksuele delicten’ en ‘mannelijk, minderjarig slachtoffer’), Impulsief/anti-sociaal gedrag (waaronder ‘voortdurend aanwezige woede’ en ‘antisociaal gedrag van de jongere’), Interventie (bv. ‘intrinsieke motivatie voor verandering’ en ‘inlevingsvermogen’) en Stabiliteit thuissituatie/leefomgeving (bv, ‘omgang met/beheersing van woede’ en ‘stabiliteit met betrekking tot school’). Alle risicofactoren worden gescoord op een 3-puntsschaal: ‘afwezig’ (0), ‘in enige mate aanwezig’ (1), ‘aanwezig’ (2). Een maximum van één ontbrekende score per schaal is toegestaan.
Risicotaxatie procedure Elke cliënt werd onderzocht door twee behandelaars, onder wie in de meeste gevallen de behandelaar van de betreffende jongere zelf. De eerste stap in de risicotaxatie-procedure was om alle risicofactoren te scoren op basis van de beschikbare informatie uit dossiers (bijvoorbeeld: intakeverslag, procesverbaal, rapportage reclassering). De tweede stap bestond uit het interview met de cliënt, dat – indien nodig – in meerdere cliëntcontacten werd afgenomen. Naast het aanvullen van nog ontbrekende informatie werd in dit interview de informatie gecheckt die op basis van het dossier was gescoord. Om praktische redenen werd het interview afgenomen door één van de beoordelaars in aanwezigheid van de tweede beoordelaar. In de derde stap vond per cliënt een consensusbespreking plaats tussen de verantwoordelijke beoordelaars. Alle beoordelaars waren getraind in het afnemen van de YLS/CMI, SAVRY en J-SOAP D. Alle drie risicotaxatie-instrumenten werden afgenomen bij zedenplegers, alleen de YLS/CMI en de SAVRY werden afgenomen bij geweldplegers. Cliënten werden schriftelijk uitgenodigd voor een eerste gesprek en in het eerste (advies)gesprek met de beoordelaar ingelicht over het risicotaxatie-onderzoek. Hiertoe was een brief opgesteld waarin het doel van het onderzoek uiteen werd gezet, werd benadrukt dat de informatie van de cliënt vertrouwelijk zou worden behandeld en dat deze uitsluitend zou worden gebruikt voor het onderzoek en het opstellen van zijn behandelplan.
5
Horn, J.E. van, Scholing, A., & Mulder, J. (2005). Risicotaxatie bij jeugdige zeden- en geweldplegers in een ambulante setting. Diagnostiek-wijzer, 8 (2), 63-76.
Data analyse Voor het berekenen van de (sub)schaalscores van de YLS/CMI, SAVRY en J-SOAP D werden de gemiddelde subschaal scores berekend door de som van de scores op de items te delen door het aantal gescoorde items. Voor de (sub)schalen van de YLS/CMI, SAVRY en J-SOAP D werd de interbeoordelaars-betrouwbaarheid vastgesteld met de Intraklasse Correlaties Coëfficiënten (ICC). Uitgaande van de richtlijnen van Shrout en Fleiss (1979) werden de single measure ICC’s berekend voor het 'two-way random effect model met een ‘absolute overeenstemming’ als criterium. De single measure ICC-waarden worden weergegeven om zicht te krijgen op de betrouwbaarheid van de taxatie als deze door een enkele beoordelaar zou worden uitgevoerd. In de toekomst wordt er namelijk naar gestreefd om de taxaties zoveel mogelijk door één beoordelaar te laten uitvoeren. Bij de interpretatie van de ICC’s werden de volgende richtlijnen aangehouden: ICC < .40 = slecht; .40 ≤ ICC < .60 = matig; .60 ≤ ICC < .75 = goed; ICC ≥ .75 = uitstekend (Landis & Koch, 1977). Per delicttype (zeden en geweld) werden multivariate variantie-analyses (MANOVA) voor herhaalde metingen uitgevoerd met de gemiddelde scores op de voor- (T1) en nameting (T2) op de subschalen als within-factoren, respectievelijk Time en Risk. Vanwege de kleine onderzoeksgroep werden de 8 YLS/CMI subschalen in twee afzonderlijke analyses uitgevoerd op elk vier subschalen.
Resultaten Interbeoordelaarbetrouwbaarheden In tabel 3 staan de interbeoordelaarsbetrouwbaarheden (ICC) op de voormeting (T1) vermeld voor de (sub)schalen van de YLS/CMI, SAVRY en J-SOAP D naar delicttype (zeden en geweld).
Tabel 3. Interbeoordelaarsbetrouwbaarheden (single measure ICC's) op de voormeting (T1) voor de YLS/CMI, SAVRY en J-SOAP D voor zedenplegers (n=10) en geweldplegers (n=12)
YLS/CMI totaal Eerdere en huidige delicten Familieomstandigheden Opleiding/werk Contact met leeftijdgenoten Middelenmisbruik Ontspanning/recreatie Persoonlijkheid/gedrag Attitudes/oriëntatie SAVRY totaal Historische factoren Sociale en contextuele factoren Individuele factoren Protectieve factoren J-SOAP D totaal Seksuele drang/preoccupatie Impulsief/anti sociaal gedrag Interventie Stabiliteit thuis/leefomgeving
ICC .98 .82 .76 .94 .77 .98 .87 .84 .68 .85 .61 .63 .92 .88 .94 1.00 .89 .78 .78
Zeden 95% CI .90-.99 .61-.99 .16-.95 .49-.99 .22-.96 .88-.99 .40-.98 .35-.97 .06-.94 .35-.97 -.25-.92 -.23-.93 .65-.99 .42-.98 .74-.99 .49-.98 .06-.97 .11-.96
ICC .94 .40 .81 .98 .89 .94 .53 .95 .75 .76 .81 .42 .82 .64 -
Geweld 95% CI .72-.99 -.26-.85 .29-.96 .87-.99 .52-.98 .69-.99 -.39-.90 .74-.99 .04-.95 .20-.95 .30-.96 -.25-.86 .32-.97 -.02-.92 -
Uit Tabel 3 blijkt dat op de voormeting (T1) de overeenstemming tussen beoordelaars op alle instrumenten over het algemeen goed tot uitstekend was. Er waren enkele uitzonderingen. In de groep van gewelddadige jongeren was de interbeoordelaarsbetrouwbaarheid matig voor de YLS/CMI schalen ‘Eerdere en huidige delicten’ en ‘Ontspanning/recreatie’ en voor de SAVRY schaal ‘Sociale en contextuele factoren’. Inspectie op item-niveau wees uit dat van de YLS/CMI schaal ‘Eerdere en huidige delicten’ de scores op vier van de vijf items een zeer geringe spreiding hadden (zero variance). Het gaat hier om de items ‘eerdere proefverloven/voorwaardelijke vrijlating’, ‘eerdere detentie’ en ‘drie of meer 6
Horn, J.E. van, Scholing, A., & Mulder, J. (2005). Risicotaxatie bij jeugdige zeden- en geweldplegers in een ambulante setting. Diagnostiek-wijzer, 8 (2), 63-76.
huidige veroordelingen’. Uit de gegevens bleek dat de geringe variantie werd veroorzaakt doordat de beoordelaars bij alle gewelddadige jongens deze risicofactoren een score ‘0’ (risicofactor afwezig) hadden gegeven. In de YLS/CMI schaal ‘Ontspanning/recreatie’ hadden beoordelaars op de items ‘kan beter gebruik maken van zijn tijd’ en ‘geen persoonlijke interesse’ een slechte overeenstemming (resp. ICC=.45; ICC=-.33). Ook de scores op SAVRY-items ‘ervaren stress en geringe coping vaardigheden’ en ‘geringe opvoedingsvaardigheden van de ouders’ kwamen slecht met elkaar overeen (resp. ICC=-.13; ICC=-.06).
Verschillen in gemiddelde risicotaxatie scores op de voor- en nameting In Figuur 1 staan per delicttype (zeden en geweld) de gemiddelde scores op de voor- en nameting weergegeven voor de YLS/CMI, SAVRY en J-SOAP D.
Gemiddelde scores op de YLS/CMI (1) 0,8 0,6
Eerdere delicten
0,4
Familie Opleiding/werk
0,2
Contact met peers 0 Zeden T1
Zeden T2
Geweld Geweld T1 T2
Gemiddelde scores op de YLS/CMI (2) 0,8 0,6
Middelenmisbruik Ontspanning
0,4
Persoonlijkheid
0,2
Attitudes/oriëntatie 0 Zeden T1
Zeden T2
Geweld Geweld T1 T2
Gemiddelde scores op de SAVRY 2,2 2 1,8
Historische factoren
1,6
Sociale factoren
1,4
Individuele factoren
1,2
Protectieve factoren
1 Zeden T1
Zeden T2
Geweld T1
Geweld T2
7
Horn, J.E. van, Scholing, A., & Mulder, J. (2005). Risicotaxatie bij jeugdige zeden- en geweldplegers in een ambulante setting. Diagnostiek-wijzer, 8 (2), 63-76.
Gemiddelde scores op de J-SOAP D 1,2 1 0,8
Seksuele drang
0,6
Impulsief/antisociaal
0,4
Interventie
0,2
Aanpassing
0 Zeden T1
Zeden T2
Figuur 1. Gemiddelde T1 en T2 scores op de subschalen van de YLS-CMI, SAVRY en J-SOAP D voor zeden- en geweldplegers
In de groep jeugdige zedendelinquenten werden geen significante hoofd- en interactie effecten gevonden op de acht subschalen van de YLS/CMI. Bij de geweldplegers werd op de eerste vier subschalen een significant hoofdeffect gevonden voor RISK, F(1,6)=26.63;p=.00: geweldplegers hadden een significant lagere gemiddelde score op de subschaal 'Eerdere en huidige delicten' (M=0.1) dan op de overige drie subschalen (MFamilieomstandigheden=0.5; MOpleiding/werk=0.5; MContacten met leeftijdgenoten=0.5). In de tweede MANOVA analyse werd eveneens een hoofdeffect voor RISK gevonden bij geweldplegers, F(1,6)=35.64;p=.00: geweldplegers hadden op de subschalen 'Ontspanning/recreatie' en 'Persoonlijkheid/gedrag' een significant hogere score (respectievelijk M=0.6, M=0.6) dan op de overige twee subschalen (MMiddelengebruik=0.3; MAttitudes/oriëntatie=0.2). Er werden in de zedengroep geen significante hoofd- en interactie-effecten gevonden voor de scores op de SAVRY. In de groep gewelddadige jongens werd een significant hoofd-effect voor RISK gevonden, F(3,4)=6.52;p=.05: de geweldplegers hadden een significant hogere gemiddelde score op de individuele risicofactoren (M=2.1) dan op de overige subschalen (MHistorisch=1.7; MSociaal/contextueel=1.8; MProtectieve factoren=1.5).
In de zedengroep werd voor de J-SOAP D een hoofdeffect voor TIME gevonden, F(1,4)=14.70;p=0.2: gemiddeld waren de subschaalscores op de nameting (M=0.6) hoger dan op de voormeting (M=0.5). Er werd eveneens een interactie-effect gevonden voor TIME*RISK, F(1,4)=12.95;p=.02: vergeleken met de scores op de andere subschalen hadden de zedendelinquenten op de nameting significant hogere scores op de subschaal ‘Seksuele drang/preoccupatie’ dan op de voormeting (zie Figuur 1).
Discussie Het onderzoek had als doel om, op basis van de interbeoordelaarsbetrouwbaarheden van en de ervaringen met de YLS/CMI, SAVRY en J-SOAP D, een keuze te maken voor een van deze instrumenten ter beoordeling van het recidiverisico van de jongeren en de afstemming van de behandeling hierop. Het tweede doel was om het recidiverisico te vergelijken bij plegers van zowel zeden- als geweldsdelicten voor en na de behandeling. De interbeoordelaarsbetrouwbaarheden waren voor bijna alle subschalen van de drie onderzochte instrumenten goed tot uitstekend bij de plegers van zowel zeden- als geweldsdelicten. Bij de geweldplegers was de overeenstemming tussen beoordelaars matig op twee YLS/CMI subschalen (‘Eerdere en huidige delicten’ en ‘Ontspanning/recreatie’) en één SAVRY subschaal (‘Sociale en contextuele factoren’). Vier van de vijf items van de YLS/CMI subschaal ‘Eerdere en huidige delicten’ hadden een zeer geringe spreiding in de scores (zero variance), waardoor de uiteindelijke ICC-waarde laag uitviel. Een geringe spreiding in de scores zegt niet zoveel over de mate van overeenstemming, 8
Horn, J.E. van, Scholing, A., & Mulder, J. (2005). Risicotaxatie bij jeugdige zeden- en geweldplegers in een ambulante setting. Diagnostiek-wijzer, 8 (2), 63-76.
maar – in dit geval – veel meer over de delictkenmerken van de onderzochte groep. Alle jongens in de onderzochte gewelddadige groep waren niet eerder gedetineerd en – ten tijde van het onderzoek – niet veroordeeld voor een delict. Helaas kan, mede door de zeer kleine onderzoeksgroep (n=7) slechts worden gespeculeerd over de mogelijke betekenis van een dergelijke bevinding. Het is bijvoorbeeld denkbaar dat de gewelddadige jongens die gedurende het onderzoek uitvielen, in totaal 9, meer criminele activiteiten hadden ontplooid dan de jongens die in het onderzoek participeerden. De overeenstemming tussen beoordelaars op de YLS/CMI schaal ‘Ontspanning/recreatie’ was eveneens matig. Uit gesprekken met de beoordelaars bleek dat er onenigheid bestond over wanneer een jongen beter gebruik kon maken van zijn tijd en geen persoonlijke interesses had. Sommige beoordelaars scoorden deze risicofactoren als afwezig als de bezigheden en interesses te maken hadden met solistische activiteiten (bijvoorbeeld: internetten, muziek luisteren en maken), terwijl anderen dergelijke activiteiten niet als risicovol beschouwden. In de handleiding wordt geen onderscheid gemaakt in solistische activiteiten of activiteiten in groepsverband. Aangegeven wordt wel dat niet-constructieve bezigheden, zoals voor de televisie hangen en video spelletjes spelen, moeten worden beschouwd als een risicofactor. Hierover is echter discussie mogelijk, omdat het spelen van videospelletjes met vrienden kan voorkomen dat de jongeren in een situatie terechtkomen dat ze opnieuw delicten gaan plegen. De interpretatieverschillen tussen beoordelaars kunnen worden verminderd door afspraken te maken over de aspecten die in de scoring worden betrokken en de wijze waarop de items dienen te worden gescoord. De keerzijde is echter dat zulke afspraken kunnen leiden tot verschillen in taxaties tussen diverse forensisch psychiatrische instellingen indien verschillende afspraken worden gemaakt. Bovendien kan door het maken van afspraken rond interpretatie en scoring de focus inhoudelijk meer komen te liggen op deelaspecten van het gemeten (psychologisch) concept. In het onderhavige onderzoek werd bijvoorbeeld de afspraak gemaakt dat het SAVRY-item ‘ervaren stress en geringe copingvaardigheden’ moet worden gescoord voor de mate waarin iemand in staat is om met stress om te gaan, ongeacht de hoeveelheid stress die op dat moment wordt ervaren. Deze afspraak was nodig, omdat bij dit item wordt gevraagd naar een beoordeling op twee kenmerken, namelijk de ervaren stress en de mate waarin iemand in staat is met stress om te gaan (coping). In de antwoordmogelijkheden worden drie combinaties gegeven, terwijl er zes combinaties mogelijk zijn. Het gevaar van een inhoudelijke focus op een deelaspect van het totale (psychologische) concept doet zich voornamelijk voor bij risicotaxaties, omdat de risicotaxatie-instrumenten – in tegenstelling tot persoonlijkheidsvragenlijsten – met één enkel item een concept proberen te vatten dat uit meerdere aspecten kan bestaan. De validiteit van het instrument kan hierdoor verminderen. De uitkomsten van risicotaxaties alleen zijn daarom niet voldoende bij het nemen van bijvoorbeeld inhoudelijke behandelbeslissingen, maar moeten bij voorkeur worden gecombineerd met diagnostisch persoonlijkheidsonderzoek. Hoewel de beoordelaars op alle schalen van de J-SOAP D een goede tot uitstekende overeenstemming bereikten, leverde een aantal items onduidelijkheden op in de scoring. Het ging hierbij vooral om de inhoudelijke inconsistentie in de richtlijnen wanneer een score ‘1’ of ‘2’ moest worden gegeven. Bij item 20 ‘inlevingsvermogen’ bijvoorbeeld zou een score ‘2’ van toepassing zijn als er bij de beoordeelde sprake is van een gebrek aan inlevingsvermogen èn kille onverschilligheid, terwijl er een score ‘1’ moet worden gegeven als er sprake is van ‘enige mate van inlevingsvermogen’. In de toelichting bij score ‘1’ wordt niet gevraagd naar een beoordeling van de mate van onverschilligheid. Zedendelinquenten lieten geen significant verschil zien in hun YLS/CMI en SAVRY scores op de voor- en nameting. Desondanks waren de scores op de nameting relatief hoger voor de subschaal 'Familieomstandigheden' en lager voor de subschaal 'Ontspanning/recreatie'. Anders gezegd, een half jaar na de start van de behandeling werden de familie-omstandigheden voor de zedendelinquenten minder gunstig beoordeeld dan aan het begin van de behandeling en werd de jeugdige zelf positiever beoordeeld in de 9
Horn, J.E. van, Scholing, A., & Mulder, J. (2005). Risicotaxatie bij jeugdige zeden- en geweldplegers in een ambulante setting. Diagnostiek-wijzer, 8 (2), 63-76.
efficiëntie van zijn vrije tijdsbesteding. Hoewel het doel van de behandeling is gericht op het terugdringen van het recidiverisico, is het mogelijk dat herhaalde metingen in eerste instantie een ongunstiger beeld schetsen, zoals de relatief hogere T2-scores op de subschaal 'Familieomstandigheden'. Een van de oorzaken hiervoor kan gelegen zijn in het feit dat in de loop van de behandeling meer informatie beschikbaar kwam, mogelijk vanuit de ouders/verzorgers die bij de behandeling werden betrokken. Een andere oorzaak voor toegenomen scores op de nameting kan ook gelegen zijn in de verminderde sociaal wenselijke houding bij de jongere gedurende de behandeling. In het onderzoek werd bijvoorbeeld gevonden dat de jeugdige zedendelinquenten op de nameting een hogere score hadden op de J-SOAP D subschaal 'Seksuele drang/preoccupatie' dan op de voormeting. In de klinische praktijk komt het vaker voor dat cliënten in de loop van de behandeling meer durven toe te geven dat zij bijvoorbeeld overmatig met seks bezig zijn, waardoor het er op lijkt dat er sprake is van een verslechtering van het probleem. In dit opzicht zou de verhoogde score juist een verbetering impliceren, omdat de cliënt eerlijker is en zich daarmee opener opstelt voor verdere behandeling. In tegenstelling tot de zedendelinquenten werd bij de geweldplegers een aantal significante verschillen in de risicotaxatie scores gevonden. Geweldplegers scoorden vooral hoog op het gebrek aan interesses en hobby's, en op fysiek en verbaal agressieve gedragingen, zoals gemeten met de YLS/CMI en de SAVRY.
Het onderhavige onderzoek was een eerste stap in het evalueren van drie risicotaxatie-instrumenten in de ambulante forensisch psychiatrisch zorg. De resultaten hebben – ondanks de relatief kleine onderzoeksgroep – een aantal argumenten voor en tegen het gebruik van de YLS/CMI, SAVRY en/of JSOAP D opgeleverd als risicotaxatie-instrument in de ambulante forensische psychiatrie: -
De YLS/CMI en SAVRY werden beide ontwikkeld om recidive te voorspellen van gewelddadig gedrag. De significante samenhang tussen een groot aantal YLS/CMI en SAVRY subschalen in de groep geweldplegers lijkt te bevestigen dat beide instrumenten deels dezelfde constructen meten (convergente validiteit). Toch bestrijkt de YLS/CMI vergeleken met de SAVRY een breder gebied van specifieke potentiële risicofactoren die inhoudelijk beter aansluiten bij een ambulante forensische populatie. In de YLS/CMI komen bijvoorbeeld onderwerpen aan bod zoals de mate van maatschappelijke inbedding in de vorm van vrijetijdsbesteding en het zich conformeren aan maatschappelijke normen en waarden. Bovendien worden de domeinen in de YLS/CMI gedetailleerder uitgevraagd, zoals onderscheid tussen alcohol- en drugsgebruik en problemen op diverse aspecten gerelateerd aan school, zoals problemen met klasgenoten, leraren en antisociaal gedrag in de klas en op het schoolplein.
-
Een belangrijke tekortkoming van de YLS/CMI is de dichotomie in de scoring. Het instrument wordt hierdoor beperkt in het zichtbaar maken van veranderingen op korte termijn, terwijl het juist bij jeugdige delinquenten belangrijk is om regelmatig (om de 6 maanden) een risicotaxatie te verrichten.
-
Bij een aantal items van de YLS/CMI en de SAVRY lijken de problemen bij de scoring vooral te wijten aan de formulering van de items en de onduidelijke toelichting in de handleiding. Afspraken over de wijze waarop onduidelijke items, zoals het SAVRY-item ‘ervaren stress en copingvaardigheden’, dienen te worden geïnterpreteerd en gescoord, lijken voor de hand te liggen. Het maken van afspraken over de wijze van scoring wordt aanbevolen om de eenduidigheid te bevorderen in het verrichten van risicotaxaties. Op de nadelen die aan het maken van dergelijke afspraken zijn verbonden, is in het voorgaande al ingegaan.
-
Er werd een zeer geringe spreiding in scores gevonden voor een aantal items van de YLS/CMI in de groep geweldplegers. De betreffende risicofactoren bleken bij de onderzochte cliënten als afwezig te zijn gescoord. Gezien het feit dat de onderzochte groep geweldplegers uit slechts 7 jongens bestond 10
Horn, J.E. van, Scholing, A., & Mulder, J. (2005). Risicotaxatie bij jeugdige zeden- en geweldplegers in een ambulante setting. Diagnostiek-wijzer, 8 (2), 63-76.
en er sprake kan zijn van een selectie-effect, is het op dit moment te vroeg om te concluderen dat genoemde factoren niet relevant zouden zijn in de risicotaxatie van ambulante cliënten. Er dient echter wel rekening mee te worden gehouden dat genoemde factoren bij ambulante forensisch psychiatrische cliënten mogelijk minder vaak voorkomen en in mindere mate zullen discrimineren tussen niet-delinquente jongeren. -
Uit het onderzoek bleek bovendien dat de dossierinformatie van een aantal cliënten zeer beperkt was en hoofdzakelijk bestond uit het intakeverslag. Aan te raden is om meteen bij aanmelding van de cliënt alle relevante dossierstukken op te vragen of afspraken te maken met de verwijzers (bijvoorbeeld politie en reclassering) om rapportages en andere relevante stukken standaard mee te sturen na aanmelding. Moeilijker wordt dit voor de groep cliënten die op vrijwillige basis aan de behandeling beginnen en/of bij wie (nog) geen sprake is van een aangifte. Bij deze cliënten zijn gesprekken met derden (ouders, vrienden en andere familieleden) van nog groter belang.
-
De J-SOAP D lijkt vooralsnog – afgezien van een aantal onduidelijkheden in de toelichting en de kleine onderzoeksgroep – een geschikt risicotaxatie-instrument voor jeugdige zedendelinquenten. Mede naar aanleiding van het onderhavige onderzoek is de handleiding van de J-SOAP D aangescherpt en verbeterd (Bullens et al., in voorbereiding).
Al met al, kan op grond van het onderhavige onderzoek geen eenduidige conclusie worden getrokken over het meest geschikte risicotaxatie-instrument voor gewelddadige jongeren. De YLS/CMI heeft het voordeel dat het meer domeinen dekt die relevant zijn voor een ambulante forensische setting. Daar staat echter tegenover dat door de dichotomie van de antwoordmogelijkheden het meten van veranderingen in de tijd wordt beperkt. Wat dat betreft zou de SAVRY met drie antwoordmogelijkheden, een geschikter risicotaxatie instrument zijn. Toch pleiten wij voor de YLS/CMI vanwege het eerdergenoemde voordeel, waarbij toevoeging van een extra antwoordmogelijkheid wordt aangeraden. Afgezien van het feit dat er slechts één risicotaxatie instrument werd afgenomen voor zedendelinquenten, wezen de resultaten er op dat de J-SOAP D in het gebruik als prettig werd ervaren met een goede overeenstemming tussen beoordelaars. Voor het schatten van het recidiverisico van zedendelinquenten lijkt de J-SOAP D een goed alternatief. Vervolgonderzoek met de YLS/CMI, SAVRY en J-SOAP D blijft noodzakelijk. Belangrijk is om in toekomstig onderzoek de predictieve waarde van de instrumenten te onderzoeken, alsmede de validiteit er van te onderzoeken in diverse subgroepen van jeugdige delinquenten. Tot slot. De implementatie en inbedding van nieuwe werkwijzen en –methoden gaat niet zonder slag of stoot. Het kost tijd om vertrouwd te raken met het verrichten van risicotaxaties. Tijdens het onderzoek werd duidelijk dat de participerende behandelaars het verrichten van risicotaxaties (nog) niet als onderdeel van hun werkzaamheden beschouwden, maar als een extra investering boven op hun normale (drukke) werkzaamheden. Oefening baart kunst, maar een succesvolle implementatie vereist ook dat de instelling aan de behandelaars de ruimte en tijd geeft om risicotaxaties te integreren in hun dagelijkse behandelpraktijk.
Literatuur Andrews, D.A., & Bonta, J.L. (2000). The Level of Service Inventory – Revised. User’s Manual. Toronto: Multi-Health Systems Inc. (MHS). Andrews, D.A., Robinson, D., & Hoge, R.D. (1984). The Youth Level of Service Inventory: manual and scoring guide. A report of the Laboratory for Research and Evaluation in the Human Services, Carleton University, Ottawa, Ontario. Borum, R., Bartel, P. & Forth, A.E. (2002). Manual for the Structured Assessment of Violent Risk in Youth (SAVRY), consultation edition, version 1. University of South Florida. Brown, S.L. (1998). Dynamic factors and recidivism among juvenile offenders: What have we learned from the Case/Needs review project? Forum on Corrections Research, 10, 46-51.
11
Horn, J.E. van, Scholing, A., & Mulder, J. (2005). Risicotaxatie bij jeugdige zeden- en geweldplegers in een ambulante setting. Diagnostiek-wijzer, 8 (2), 63-76.
Bullens, R.A.R., Horn, J.E. van, Eck, A. van & Das, J. (2004). J-SOAP D: De Nederlandse vertaling en bewerking van de J-SOAP II (Juvenile Sex Offender Protocol II). Handleiding. Intern rapport. De Waag. Cottle, C.C., Lee, R.J., & Heilbrun, K. (2001). The prediction of criminal recidivism in juveniles: A metaanalysis. Criminal Justice and behavior, 28, 37-394. Hendriks, H. & Bijleveld, C. (2004). Recidive van jeugdige zedendelinquenten. Een onderzoek naar de algemene-, zeden-, en geweldsrecidive van in JJI Harreveld behandelde jeugdige zedendelinquenten. Rapport NSCR-2004-2: Leiden. Hoge, R.H. & Andrews, D.A. (1994). The Youth level of Service/Case Management Inventory (YCS/CMI). Ottowa, Ontario: Department of psychology, Carleton University. Hoge, R.D., Andrews, D.A., & Lescheid, A.W. (1996). An investigation of risk and protective factors in a sample of youthful offenders. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 37 (4), 419-424. Huesmann, L.R., Eron, L.D., & Dubow, E.F. (2002). Childhood predictors of adult criminality: Are all risk factors reflected in childhood aggressiveness? Criminal behaviour and Mental Health, 12, 185-208. Jung, S., Rawana, E.P., & Lod, B. (1997). Risk classification for young offenders. Forum, 9, 23-25. Landis, J.R. & Koch, G.G. (1977). The measurement of observer agreement for categorical data. Biometrics, 33, 159-174. Långstrőm, N. & Grann, M. (2000). Risk for criminal recidivism among young sex offenders. Journal of Interpersonal Violence, 15 (8), 855-871. Loeber, R., Farrington, D. & Waschbusch, D. (1998). Serious and violent juvenile offenders. In R. Loeber & D. farrington (red.), Serious & violent juvenile offenders (pp.13-30). Thousand Oaks: Sage. Lodewijks, H.P.B., Doreleijers, Th., Ruiter, C. de & Wit-Grouls, H. de (2001). Gestructureerde taxatie van geweldsrisico bij jongeren (geautoriseerde vertaling en onderzoeksversie van de SAVRY). Eefde: Rentray. Lodewijks, H., Ruiter, R., de & Doreleijers, Th. (2002). Risicotaxatie en risicohantering van gewelddadig gedrag bij adolescenten. Directieve Therapie, 23 (1), 25-42. Marcyk, G.R., Heilbrun, K., Lander, T. & DeMatteo, D. (2003). Predicting juvenile recidivism with the PCL:YV, MAYSI, and YLS/CMI. International Journal of Forensic Mental Health, 2 (1), 7-18. Martinez, R. Rosenfeld, B., & Flores, J. (2004). Predictive validity of the J-SOAP II for sexually offending minority youth. Poster presented at the Annual Meeting of American Psychology-Law Society, Scottsdale, Arizona. McEachran, A. (2002). The predictive validity of the PCL-YV and the SAVRY in a population of adolescent offenders. Unpublished master’s thesis. Burnaby, British Columbia: Simon Fraser University. Meeus, W., De la Rie, S.M., Luijpers, E. & De Wilde, J.E. (2001). De harde kern; ernstige, gewelddadige en persistente jeugdcriminaliteit in Nederland. In R. Loeber, N.W. Slot & J:A. Sergeant (Eds.), Ernstige en gewelddadige jeugddelinquentie. Houten: Bohn Stafleu Van Loghum. Prentky, R.A. & Righthand, S. (2003). Juvenile Sex Offender Assessment Protocol: Manual. Center for Sex Offender management. www.csom.org. Ryan, G. (1997). Incidence and prevalence of sexual offences committed by juveniles. In G. Ryan & S. Lane, Juvenile sexual offending. Causes, consequences and corrections (pp. 10-16). San Francisco: Jossey-Bass Publishers. Ruiter, C., de, Domburgh, L. van, Das, J. & Hildebrand, M. (in voorbereiding). Nederlandse vertaling en bewerking van de Youth Level of Service/Case Management Inventory. Shrout, P.E. & Fleiss, J.L. (1979). Intraclass Correlations: Uses in assessing rater reliability. Psychological Bulletin, 86 (2), 420-428. Worling, J.R. (2004). The estimate of risk of adolescent sexual offense recidivism (ERASOR): Preliminary pschometric data. Sexual Abuse: A Journal of Research and Treatment, 16, 235-255. Worling, J.W. & Långström, N. (2003). Assessment of criminal recidivism risk with adolescents who have offended sexually: A review. Trauma, Violence & Abuse, 4, 341-362. Wijk, A.Ph., van (2000). Een verkennend onderzoek naar jeugdige zedendelinquenten. Advies- en onderzoeksgroep Beke. In opdracht van het Ministerie van Justitie. Den Haag: WODC
12
Horn, J.E. van, Scholing, A., & Mulder, J. (2005). Risicotaxatie bij jeugdige zeden- en geweldplegers in een ambulante setting. Diagnostiek-wijzer, 8 (2), 63-76.
Auteursgegevens Dr. Joan E. van Horn Onderzoekster De Waag Priveadres: Lodewijk Napoleonplantsoen 38-1 3582 TR Utrecht Werkadres (tevens correspondentie-adres): De Waag – Utrecht Oudlaan 9 3515 GA Utrecht T: 030-2720685 M: 06-24090654 E:
[email protected] Dr. Agnes Scholing Vestigingshoofd De Waag – Amsterdam, Universitair Hoofddocent Universiteit van Amsterdam - UvA Werkadres: De Waag Amsterdam Zeeburgerpad 12-B 1018 AJ Amsterdam T: 020-462 63 33 Drs. Jules Mulder Algemeen directeur De Waag Werkadres: De Waag – Utrecht Oudlaan 9 3515 GA Utrecht T: 030-2720685
13
