Veinzen en de Detectie van Veinzen op de Psychopathic
Personality Inventory-Revised (PPI-R)
Masterthese Klinisch Forensische Psychologie
Naam: Laurens Adam Studentnummer: 6080367
UvA-begeleider: Bruno Verschuere Externe begeleider: Ampara Bouwens Datum: 15-07-2014
Aantal woorden: 9418
Abstract
Psychopathie blijkt een voorspeller te zijn van het recidiverisico en drop-out in behandeling. Het is daarom van belang om psychopathie te meten binnen de forensische populatie. De Psychopathic Personality Inventory- Revised (PPI-R) is een zelfbeoordelingsvragenlijst voor psychopathie. Omdat liegen en bedriegen belangrijke kenmerken zijn van psychopathie, rijst de vraag of de PPI-R beïnvloed wordt door afwijkende responsstijlen door middel van
veinzen. De PPI-R bevat validiteitsschalen om veinzen te detecteren. Er wordt echter kritiek geleverd op het gebruik van validiteitsschalen bij zelfrapportages. In dit onderzoek werd de validiteit van de validiteitsschalen van de PPI-R onderzocht. 36 mannelijke gedetineerden vulden de PPI-R aan de hand van faking good of random responding instucties. Scores werden vergeleken met een normgroep (n=68) verkregen uit onderzoek van Wortel (2013). Faking good bleek tegen de verwachting in geen invloed te hebben op de PPI-R en de
validiteitsschaal vergeleken met de normgroep. Random responding bleek niet te verschillen van de normgroep op de PPI-R. Voorts was er een verhoging te zien op de validiteitsschaal voor random responding. De validiteitsschalen bleken niet goed in staat om beide vormen van veinzen te detecteren. 74% en 71% van de veinzers werden niet gedetecteerd door de Positieve Zelfpresentatie en Inconsistente Beantwoording 40 schaal. Hoewel de Inconsistente Beantwoording 15 schaal veinzen het best kon detecteren, werd er een aanzienlijk deel van de veinzers (65%) gemist. Kritieken op het gebruik van validiteitsschalen bij zelfrapportages lijken vooralsnog terecht. Meer onderzoek is vereist om het gebruik van validiteitsschalen bij zelfrapportages in kaart te brengen en te verbeteren.
Psychopathie
Psychopathie is een persoonlijkheidsconstruct dat veel voorkomt in de forensische populatie. Het is een belangrijke factor en voorspeller van het gedrag van criminelen. Uit eerder onderzoek is gebleken dat de mate van psychopathie samenhangt met een verhoogd recidiverisico (Serin & Amos, 1995; Langstrom & Grann, 2002 en Laurell & Daderman, 2005) en blijkt de mate van psychopathie een voorspeller te zijn van verstoring in de behandeling (Looman, Abracen, Serin & Marquis, 2005). Hierdoor is het van belang om de mate van psychopathie binnen de forensische setting te meten. Het blijkt echter lastig te zijn om psychopathie in deze setting te onderzoeken en er is relatief weinig bekend over psychopathie in het forensisch werkveld.
In de afgelopen decennia is er echter een groei geweest van zowel theorie over als onderzoek naar psychopathie (Hare en Neumann, 2008). Hoewel deze groei nu pas evident is, is psychopathie een persoonlijkheidsconstruct dat al eeuwenoud is. De eerste teksten over psychopathie zijn namelijk terug te vinden in de Bijbel. Ook in de Oudheid werd psychopathie door Theophrastus omschreven als een ‘Unscrupulous Man’ (Verschuere, 2013). Daarnaast bestaan er in verschillende culturen beschrijvingen die sterk lijken op wat in de westerse wereld bekend staat als psychopathie. Zo beschreef de Yorùbá, een volk in West-Afrika, de ‘Aranakan’ als ‘a person who always goes his own way regardless of others, who is uncooperative, full of malice, and bullheaded.’. De Inuït beschreef de ‘Kunlangeta’ als ‘a man who … repeatedly lies and cheats and steals things and … takes sexual advantage of many women—someone who does not pay attention to reprimands and who is always being brought to the elders for punishment.’ (Murphy, 1976).
Ondanks dat psychopathie al lange tijd en in verschillende culturen wordt beschreven, is het nog steeds een lastig te beschrijven construct. In 1941 beschreef de psychiater Hervey Cleckley in zijn boek ‘The Mask of Sanity’ psychopathie op basis van observaties. Zijn beschrijvingen vormen de basis voor de conceptualisatie van psychopathie, zoals die nu bekend is. Cleckley beschreef zestien kenmerken van psychopathie die bekend staan als de zogenaamde Cleckley criteria, waaronder: (a) oppervlakkige charme, (b) gebrek aan empathie, (c) oneerlijkheid, (d) onbetrouwbaarheid, (e) egocentrisme, (f) afwezigheid van angst, (g) afwezigheid van schuldgevoel, (h) onvermogen tot het aangaan van sterke emotionele banden met anderen, (i) gebrek aan inzicht, (j) het niet in staat zijn te leren van straf, (k) promiscuïteit en (l) afwezigheid van een coherent levensplan (Cleckley, 1941).
Psychopathie wordt gedefinieerd als een persoonlijkheidsstoornis waarbij er sprake is van een verstoring in het affectieve, interpersoonlijke en gedragsmatige aspect. Op het interpersoonlijke vlak zijn mensen met psychopathie dominant, manipulatief, gevoelloos en voelen zij zich superieur. Het affectieve vlak kenmerkt zich door onder andere een
onvermogen om diepgaande relaties met anderen aan te gaan, een gebrek aan angst en een gebrek aan schuldgevoel. Deze interpersoonlijke en affectieve kenmerken hangen samen met een sociaal afwijkende levensstijl, dat zich uit in onverantwoordelijk en impulsief gedrag, waarbij er een neiging is om normen en regels te overschrijden (Cleckley, 1976; Hare, 2003, 2006; Hare & Neumann, 2005, 2008). Hoewel bekend is dat psychopathie een verstoring is in de persoonlijkheid, is de stoornis niet opgenomen in de Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM-III), het handboek voor diagnostiek en statistiek van psychische aandoeningen. Cleckley’s beschrijving van psychopathie heeft echter veel invloed gehad op de diagnose van de antisociale persoonlijkheidsstoornis
III; American Psychiatric Association 1980, aangehaald in Hare & Neumann, 2008). Deze stoornis wordt gezien als de stoornis die het meest overeenkomt met psychopathie. Critici beschouwen dit echter als een zwakke vergelijking met het klassieke construct
psychopathie, omdat de affectieve en interpersoonlijke kenmerken, die belangrijk zijn voor de classificatie van psychopathie, zijn weggelaten (Cleckley, 1988; Strickland et al., 2013). De centrale persoonlijkheidstrekken van psychopathie zouden in hun ogen ontbreken in de opvatting van de antisociale persoonlijkheidsstoornis. Met name Hare leverde kritiek op de antisociale persoonlijkheidsstoornis en de diagnostiek daarvan. Hij stelde dat er een focus was op gedragskenmerken en niet op de persoonskenmerken, waardoor de essentiële kenmerken van psychopathie buiten beschouwing werden gelaten (Hare, 1991). Vanwege het, in zijn ogen, gebrek aan betrouwbare, valide en geaccepteerde meetinstrumenten voor psychopathie, ontwikkelde Hare in 1980 een meetinstrument, waarbij werd gekeken naar zowel gedrags- als persoonskenmerken: de PCL-R (Hare & Neumann, 2008).
Hare’s Psychopathy Checklist- Revised
Voornamelijk geïnspireerd door het werk van Cleckley, werken van andere onderzoekers, zoals Karpman en Quay (Hare, 1991) en jarenlange ervaring ontwikkelde Hare de Psychopathy Checklist (PCL) en de herziene versie, de PCL-R. Dit meetinstrument bestaat uit een semi-gestructureerd interview en de analyse van dossierinformatie. In het interview wordt de onderzochte door twee deskundigen beoordeeld op 20 items. In de PCL-R wordt onderscheid gemaakt tussen twee factoren, die zowel de gedrags- als
persoonskenmerken representeren. De eerste factor bevat de interpersoonlijke en affectieve gebreken, waaronder egocentrisme, gebrek aan schuldgevoel en oppervlakkige emoties. De tweede factor omvat de antisociale en gedragskenmerken, zoals gebrek aan
verantwoordelijkheid, jeugdcriminaliteit en een slechte gedragscontrole (Hare, 1991; Uzieblo et al., 2010). De PCL-R wordt tot op heden wereldwijd het meest gebruikt om de mate van psychopathie te onderzoeken. Hoewel de PCL-R, mede door zijn psychometrische sterktes (Hare, 2003), in de afgelopen jaren is uitgegroeid tot de gouden standaard is er nog altijd kritiek op dit meetinstrument. Enkele voorbeelden daarvan zijn de noodzaak van dossierinformatie en de lange afnametijd. Mede door deze beperkingen is het lastig om de PCL-R te gebruiken in voornamelijk forensische settings. Vaak is er in deze settings een gebrek aan tijd en is dossierinformatie niet altijd beschikbaar.
Psychopathic Personality Inventory- Revised
Zoals gezegd is de PCL-R niet altijd even bruikbaar in forensische settings. Het is echter belangrijk om de mate van psychopathie juist bij deze populatie te onderzoeken, omdat psychopathie in belangrijke mate blijkt samen te hangen met recidive en
behandelrespons (Skeem, Polaschek, Barbaree, 2005; Salekin, 2002). Een ander meetinstrument voor de screening van psychopathie is de Psychopathic Personality Inventory- Revised (PPI-R) (Lilienfeld & Widows, 2005). De PPI-R is een
zelfbeoordelingsvragenlijst die gebruikt wordt om na te gaan of verdere diagnostiek nodig is. De vragenlijst bestaat uit 154 items die beantwoord kunnen worden op een
vierpuntsschaal, lopende van 0 = ‘onwaar’ tot 4 = ‘waar’. Een hoge totaalscore op de vragenlijst duidt op meer psychopathische trekken. De PPI-R geeft naast een totaalscore, tevens drie factorscores en acht (sub)schaalscores weer. Hogere scores op een subschaal geven aan dat die trekken sterker aanwezig zijn.
De eerste factor is Egocentrische Impulsiviteit, die vier dimensies omvat:
machiavellistisch egocentrisme, opstandig non-conformisme, externalisatie van schuld en
onverschillig en gebrek aan doelgerichtheid. Deze factor bevat onder andere impulsieve trekken, het manipulatieve gedrag ten behoeve van het eigen doel en de mate waarin de schuld buiten zichzelf gelegd wordt. Uit onderzoek van Benning (2003) kwam naar voren dat deze factor samen zou hangen met hogere niveau’s van depressie, angst, middelenmisbruik en risico op suïcidaal gedrag. De tweede factor, Onbevreesde Dominantie, omvat drie dimensies: sociale invloed, onbevreesdheid en ongevoeligheid voor stress. Deze factor meet de neiging om charme en vaardigheden te gebruiken in het beïnvloeden van anderen en het gebrek aan anticipatieangst. In tegenstelling tot Egocentrische Impulsiviteit zou deze factor juist samenhangen met lage niveau’s van depressie, angst, middelenmisbruik en risico op suïcidaal gedrag (Patrick, Edens, Poythress, Lilienfeld & Benning, 2005; aangehaald in Uzieblo, Verschuere, Jelicic, Rossi, Maesschalck & Crombez, 2010). De derde en laatste factor is Ongevoeligheid, waarbij ongevoeligheid de dimensie is. Deze factor zou
samenhangen met zelfgerapporteerde empathie en bepaalde aspecten van de borderline persoonlijkheidsstoornis (Sandoval, Hancock, Poythress, Edens & Lilienfeld, 2000;
aangehaald in Uzieblo, Verschuere, Jelicic, Rossi, Maesschalck & Crombez, 2010).
Omschrijvingen van de acht afzonderlijke subschalen zijn te vinden in de sectie Materialen (pagina 18).
Naast de drie factoren zijn er in de test vier validiteitsschalen opgenomen om bepaalde responsstijlen en de validiteit van een profiel vast te stellen. Deze
validiteitsschalen zijn Positieve Zelfpresentatie, Afwijkende Beantwoording, Inconsistente Beantwoording 15 en Inconsistente Beantwoording 40. De validiteitsschaal Positieve Zelfpresentatie detecteert sociaal wenselijke antwoorden, Afwijkende Beantwoording detecteert bizarre antwoorden waarmee iemand zichzelf slechter wil laten overkomen en
de Inconsistente Beantwoording 15 en 40 detecteren een inconsistent antwoordpatroon. De Inconsistente Beantwoording 15 detecteert het antwoordpatroon met minder items dan de Inconsistente Beantwoording 40, waardoor het een snellere, maar mogelijk ook
onnauwkeurige, methode is om inconsistentie te detecteren. Onderzoeken naar de validiteitsschalen van de PPI-R zijn schaars. Anderson, Sellbom, Wygant en Edens (2013) onderzochten de Positieve Zelfpresentatie en Afwijkende Beantwoording schalen. Zij concludeerden dat de validiteitsschalen goed in staat waren om over- en onderrapportage te detecteren. De Inconsistente Beantwoording schalen blijken inconsistente profielen echter niet goed te detecteren (Nikolova et al., 2012). Het gebruik van validiteitsschalen bij zelfrapportage blijft een zorgelijke zaak. Hoewel de PPI-R validiteitsschalen bevat om ongeldige profielen te detecteren, is er kritiek geleverd op het gebruik van validiteitsschalen bij zelfbeoordelingsvragenlijsten voor persoonlijkheid. Zo concludeerden Piedmont, McCrae, Riemann en Angleitner (2000) dat validiteitsschalen niet goed blijken te werken en dat de kwaliteit van vragenlijsten verbeterd moeten worden door het gebruik van
validititeitsschalen te beperken. Vooral het gebruik van validiteitsschalen bij
meetinstrumenten voor psychopathie moeten zorgvuldig onderzocht worden. Liegen, misleiding en manipulatie zijn belangrijke kenmerken van psychopathie. Hierdoor is het mogelijk dat zelfrapportage instrumenten niet betrouwbaar zijn voor het meten van psychopathie en dat zij gevoeliger zijn voor misleiding.
Veinzen op zelfrapportage
Zoals gesteld is liegen een belangrijk kenmerk van psychopathie. Er wordt
verondersteld dat mensen met een hoge mate van psychopathie beter, succesvoller en frequenter misleiden dan mensen met een lage mate van psychopathie (Hare et al., 1989;
Billings, 2004, aangehaald in MacNeil en Holden, 2006). Doordat liegen en misleiding belangrijke kenmerken zijn van psychopathie kunnen er vraagtekens geplaatst worden bij het gebruik van psychopathie zelfrapportages.
Misleiding op zelfrapportage wordt gedaan door middel van veinzen. Het is belangrijk om altijd rekening te houden met veinzen op zelfrapportages. Vooral in de forensische setting zijn gedetineerden gebaat om te veinzen. Veinzen kan worden onderverdeeld in drie verschillende vormen. Bij faking good doet iemand zich beter voor dan normaal door middel van sociaal wenselijke antwoorden. Hierbij valt te denken aan een gedetineerde die minder psychopathisch wil overkomen, omdat dat in zijn voordeel kan werken met betrekking tot zijn straf. Een andere vorm van veinzen is faking bad, waarbij iemand zich slechter voordoet door symptomen te veinzen. Het is mogelijk dat een gedetineerde juist een slechtere psychische toestand wil veinzen om een gunstigere straf opgelegd te krijgen. Een voorbeeld hiervan is het ontoerekeningsvatbaar verklaard worden, waardoor iemand de tbs-maatregel opgelegd krijgt. De tbs-maatregel duurt minder lang dan een gevangenisstraf en er zijn mogelijkheden om sneller vrij te komen (Wortel, 2013). Tenslotte is er random responding, waarbij vragen inconsistent worden beantwoord. Dit kan het geval zijn wanneer een
gedetineerde verplicht aan allerlei testen wordt onderworpen, maar niet wil meewerken. De gedetineerde vult dan maar wat in, zodat het wel lijkt dat hij meewerkt, maar dit in werkelijkheid niet doet. In eerdere onderzoeken is gekeken naar de relatie tussen
psychopathie en veinzen op zelfrapportages. In sommige onderzoeken is er tevens gekeken naar de detectie van veinzen met behulp van de validiteitsschalen.
Edens, Buffington, Tomicic en Riley (2001) onderzochten het effect van faking good op de Psychopathic Personality Inventory (PPI). Deelnemers werden verzocht de PPI twee keer
in te vullen. De eerste keer vulden zij de vragenlijst naar waarheid in en de tweede keer kregen deelnemers instructies om zich beter voor te doen op de vragenlijst. Uit het onderzoek kwam naar voren dat de PPI-scores lager waren wanneer deelnemers de vragenlijst invulden aan de hand van de faking good instructies dan wanneer zij de vragenlijst naar waarheid invulden. Tevens konden er vraagtekens gezet worden bij de Positieve Zelfpresentatie schaal, die niet in staat was een aanzienlijk deel van de deelnemers die zich schuldig maakte aan veinzen te detecteren.
Wortel (2013) deed onderzoek naar veinzen op de herziene versie van de PPI, de Psychopathic Personality Inventory- Revised (PPI-R). Deelnemers werden verzocht de PPI-R naar waarheid in te vullen. Hierna kregen zij instructies voor faking good, faking bad en random responding voordat zij de PPI-R nogmaals invulden. Er werd geconcludeerd dat de PPI-R totaalscore beïnvloed werd door veinzen. Deelnemers in de faking good conditie waren in staat hun PPI-R totaalscore te verlagen en deelnemers in de faking bad conditie konden deze juist verhogen. In de random responding conditie was er ook sprake van een verhoging van de PPI-R totaalscores. Net als de bevindingen van Edens, Buffington, Tomicic en Riley (2001) wist de Positieve Zelfpresentatie schaal ook in dit onderzoek een groot deel van de deelnemers niet te detecteren. De Afwijkende Beantwoording schaal was in staat 91% van de deelnemers die zich schuldig maakte aan veinzen te detecteren. Opvallend was dat random responding ook werd gedetecteerd door deze validiteitsschaal, maar niet door de Inconsistente Beantwoording 15 en 40.
Book et al. (2006) onderzochten de relatie tussen psychopathie en veinzen op een zelfrapportage-instrument voor psychopathologie. Deelnemers vulden de Levenson Self-Report Psychopathy scale (LSRP) (Levenson, 1995), een zelfrapportage voor psychopathie,
in. Hierna kregen zij instructies om zich beter (faking good) of slechter voor te doen (faking bad) op de Holden Psychological Screening Inventory (HPSI), een vragenlijst voor algemene psychopathologie. De onderzoekers concludeerden dat deelnemers in de faking good conditie hun HPSI scores konden verlagen. Na verdere analyses kwamen de onderzoekers tot de conclusie dat deelnemers die hun HPSI scores konden verlagen een hogere score hadden op de LSRP en dat deelnemers waarbij veinzen zelfs niet werd gedetecteerd de hoogste LSRP score hadden. Dit resultaat geeft aan dat mensen met een hoge mate van psychopathie beter in staat zijn om detectie van veinzen te omzeilen. Dit ging echter alleen op voor deelnemers die zich schuldig maakten aan faking good.
Een hoge mate van psychopathie blijkt gerelateerd te zijn aan veinzen. Mensen met een hoge mate van psychopathie weten zichzelf op een sociaal wenselijke manier te presenteren op zelfrapportages en dit wordt vaak niet gedetecteerd door de
validiteitsschalen (Edens, Buffington, Tomicic & Riley, 2001; Wortel, 2013; Book et al., 2006). Deelnemers die zichzelf slechter voordeden dan normaal, werden wel gedetecteerd door de validiteitsschaal. Een mogelijke verklaring voor dit resultaat is dat de vaardigheid om te veinzen specifiek gericht is op sociaal wenselijk gedrag (Book et al., 2006). Mensen met een hoge mate van psychopathie zijn alleen in staat zich beter te presenteren en niet slechter.
Deze verklaring wordt ondersteund door Poythress, Edens en Watkins (2001). Zij keken met hun onderzoek naar de relatie tussen psychopathie en het veinzen van
symptomen. Deelnemers werden verzocht de PPI naar waarheid in te vullen. Hierna kregen zij instructies om zich op drie overige vragenlijsten slechter voor te doen dan normaal. Deze vragenlijsten waren de Personality Assessment Inventory (PAI), de Structured Inventory of Malingered Symptoms (SIMS) en de Structured Interview of Reported Symptoms (SIRS). Er
werd geconcludeerd dat er geen relatie was tussen psychopathie en het veinzen van symptomen (e.g. faking bad).
In het onderzoek van Edens, Buffington en Tomicic (2000) werd er echter wel een relatie gevonden tussen psychopathie en faking bad. Zij deden onderzoek naar de PPI, waarbij werd gekeken naar faking bad en de detectie hiervan met de validiteitsschaal Afwijkende Beantwoording. Deelnemers vulden de PPI twee keer in; de eerste keer op een eerlijke manier en de tweede keer aan de hand van instructies. Deelnemers kregen
instructies om de rol aan te nemen van iemand die is veroordeeld voor een delict en psychologisch geëvalueerd werd. De bedoeling was dat deelnemers een psychose moesten veinzen. Zij kregen allen instructies met specifieke symptomen van een psychose om hiermee bekend te raken. Na het verstrekken van de instructies werden deelnemers verzocht de PPI in te vullen. Uit het onderzoek werd geconcludeerd dat deelnemers een hogere PPI totaalscore haalden wanneer zij een psychose veinsden dan wanneer de test eerlijk werd ingevuld. De validiteitsschaal was echter in staat het merendeel van de
deelnemers die zich schuldig maakte aan een faking bad responsstijl te detecteren. Hoewel er in dit onderzoek een relatie werd gevonden tussen psychopathie en faking bad, bleken deelnemers die een psychose veinsden niet in staat om detectie te omzeilen.
Met behulp van bovenstaande onderzoeken is gekeken naar psychopathie, veinzen en de detectie door middel van de validiteitsschalen. Mensen met een hoge mate van
psychopathie blijken zichzelf beter te kunnen presenteren door middel van sociaal wenselijke antwoorden en zijn in staat om detectie te omzeilen (Wortel, 2013; Edens, Buffington, Tomicic & Riley, 2001; Book et al., 2006). Er zijn aanwijzingen dat er geen relatie tussen psychopathie en een faking bad responsstijl bestaat (Book et al., 2006; Poythress,
Edens & Watkins, 2001), maar wanneer deze relatie wel wordt gevonden, blijkt dat mensen met een hoge mate van psychopathie detectie niet kunnen omzeilen (Edens, Buffington & Tomicic, 2000).
Er is tot op heden weinig onderzoek gedaan naar de relatie tussen random responding en psychopathie. Nikolova et al. (2012) onderzochten de validiteitsschalen voor random responding van de PPI-R en de Personality Assessment Inventory (PAI), een instrument om persoonlijkheid en psychopathologie te meten. Er werd gekeken naar de consistentie van de validiteitsschalen van beide instrumenten, waarbij onderzocht werd of dezelfde deelnemers die zich schuldig maakten aan random responding werden gedetecteerd door beide
instrumenten. Uit het onderzoek werd geconcludeerd dat er weinig overlap was tussen de twee meetinstrumenten. Deelnemers die werden gedetecteerd door de PPI-R werden niet gedetecteerd door de PAI. Hoewel de validiteitsschalen van de PPI-R inconsistente
responsstijlen beter detecteerde dan de validiteitsschalen van de PAI, zetten de
onderzoekers nog vraagtekens bij hun bevindingen. De IB15 detecteerde slechts 18% van de inconsistente profielen en de IB40 detecteerde 25%. Omdat deelnemers van tevoren geen instructies hebben gekregen bij het invullen van de vragenlijsten is het niet met zekerheid te zeggen dat zij de testen hebben gemaakt op een inconsistente manier. Hierdoor kunnen er geen uitspraken gedaan worden over de detectie van inconsistente responsstijlen door middel van de validiteitsschalen.
Zoals beschreven, is er in het onderzoek van Wortel (2013) ook gekeken naar random responding. Deelnemers die zich schuldig maakten aan random responding scoorden tegen de verwachting in hoger op de PPI-R dan wanneer zij de vragenlijst naar waarheid invulden. De validiteitsschalen Inconsistente Beantwoording 15 en 40 konden dit niet detecteren. Een
verklaring die hiervoor werd gegeven is dat de gegeven instructies te moeilijk waren.
Mogelijk maakten deelnemers uit de instructies op dat zij zich slechter moesten voordoen in plaats van de test inconsistent te beantwoorden. Hierdoor werd deze vorm van veinzen gedetecteerd door de Afwijkende Beantwoordingschaal. Meer onderzoek is nodig om uitspraken te kunnen doen over de relatie tussen random responding en psychopathie en de detectie door middel van de validiteitsschaal.
Aan de hand van bovenstaande onderzoeken kan gesteld worden dat er meer onderzoek nodig is om de relatie tussen veinzen en psychopathie en de detectie hiervan door middel van de validiteitsschalen in kaart te brengen. Mogelijk zijn de kritieken op het gebruik van validiteitsschalen bij zelfrapportages terecht. Psychopathie blijkt gerelateerd te zijn aan faking good, waarbij validiteitsschalen niet goed in staat zijn om deze responsstijl te detecteren. Faking bad bleek daarentegen wel goed gedetecteerd te worden door de validiteitsschalen. Een mogelijke verklaring is dat de vaardigheid om te veinzen bij mensen met een hoge mate van psychopathie specifiek gericht is op sociaal wenselijk gedrag (Book et al., 2006). Zij kunnen zich alleen maar beter presenteren en niet slechter. Naar random responding is tot op heden nog weinig onderzoek gedaan. Uit de onderzoeken van Nikolova et al. (2012) en Wortel (2013) kunnen geen eenduidige uitspraken worden gedaan over het effect van random responding op de PPI-R en de validiteit van de validiteitsschalen.
Hoewel validiteitsschalen in veel meetinstrumenten worden gebruikt om veinzen te detecteren, is het nog maar de vraag of deze van toegevoegde waarde zijn. Er is een beeld geschetst van de relatie tussen psychopathie en veinzen van symptomen en de detectie hiervan. Er is echter nog weinig onderzoek verricht naar het specifiek veinzen van
psychopathie op de PPI-R en detectie door middel van de validiteitsschalen. Aangezien het
misleidende en leugenachtige aspect een centraal kenmerk is van psychopathie, is het van belang om te onderzoeken of een psychopathie vragenlijst, de PPI-R, beïnvloed wordt door veinzen en of dit gedetecteerd kan worden door de validiteitsschalen.
Huidig Onderzoek
In het huidig onderzoek werd gekeken naar de validiteit van de validiteitsschalen van de PPI-R. Omdat wordt verondersteld dat psychopathie gerelateerd is aan misleiding en liegen, is het mogelijk dat de PPI-R gevoelig is voor veinzen. Ondanks de aanwezigheid van validiteitsschalen is het de vraag of de PPI-R een geschikt meetinstrument is om te
gebruiken als screening voor psychopathie.
In tegenstelling tot enkele voorgaande onderzoeken, waarbij werd gekeken naar het veinzen van psychopathologische symptomen (Book et al., 2006) en psychoses (Edens, Buffington & Tomicic, 2000), richtte dit onderzoek zich specifiek op het veinzen van
psychopathie op de PPI-R. Er werd in dit onderzoek gekeken naar twee vormen van veinzen. Aangezien er een gebrek is aan onderzoek naar random responding, werd deze vorm van veinzen en de detectie hiervan onderzocht om meer uitspraken te kunnen doen over de validiteitsschalen voor random responding. Hiernaast werd faking good onderzocht, aangezien er uit bovenstaande onderzoeken naar voren kwam dat de validiteitsschaal Positieve Zelfpresentatie niet goed in staat was om sociaal wenselijke responsstijlen te detecteren. Dit werd nader onderzocht. Er werd niet gekeken naar faking bad, omdat er uit eerdere onderzoeken is gebleken dat mensen die zich slechter voordoen op een test niet in staat zijn om detectie te omzeilen. Het is tevens onwaarschijnlijk dat iemand wil overkomen als iemand met psychopathie, waardoor er voor is gekozen om deze vorm van veinzen buiten beschouwing te laten. Deelnemers werden random ingedeeld in een van de twee
condities, waarna zij instructies hebben gekregen om te veinzen op de PPI-R. Na het invullen van de vragenlijst werden nog enkele vragen gesteld, waarbij deelnemers werden gevraagd wat zij moesten doen volgens de instructie en wat zij werkelijk hebben gedaan.
In dit onderzoek werd voor de analyses gebruik gemaakt van een normgroep, verkregen uit het onderzoek van Wortel (2013). De scores uit de faking good en random responding conditie werden vergeleken met de normgroep om na te gaan of veinzen invloed heeft op de scores van de PPI-R. Hiernaast werd de validiteit van de validiteitsschalen
onderzocht door te kijken naar de mate waarin deze in staat waren veinzen te detecteren. In lijn met eerdere onderzoeken werd in dit onderzoek verwacht dat deelnemers uit de faking good conditie een lagere score hadden op de PPI-R dan de normgroep en deelnemers uit de random responding conditie, en dat deelnemers uit de random responding conditie gelijke scores hadden op de PPI-R als de normgroep. Verder werd verwacht dat deelnemers uit de faking good conditie hoger scoorden op de validiteitsschaal Positieve Zelfpresentatie dan deelnemers uit de random responding conditie en de
normgroep en dat de validiteitsschaal Positieve Zelfpresentatie niet goed in staat is om sociaal wenselijke profielen te detecteren. Van de Inconsistente Beantwoording 15 en 40 werd verwacht dat deelnemers uit de random responding conditie hoger scoorden op deze validiteitsschalen dan deelnemers uit de faking good conditie en de normgroep en dat de Inconsistente Beantwoording 15 en 40 niet in staat waren om een inconsistent
antwoordpatroon te detecteren.
In het onderzoek van Edens (2004) werd gekeken naar het effect van veinzen op de verschillende PPI-R factoren. Er werd gevonden dat veinzen alleen effect had op de factor ‘Egocentrische Impulsiviteit’ en niet op de factor ‘Onbevreesde Dominantie’. In dit
onderzoek werd tevens gekeken naar het effect van veinzen op de PPI-R factoren. In lijn met het onderzoek van Edens (2004) werd verwacht dat veinzen alleen effect had op de factor Egocentrische Impulsiviteit.
Methode
Deelnemers
Aan het onderzoek namen in totaal 104 mannelijke gedetineerden deel. Deelnemers werden geworven in de Penitentiaire Inrichting Amsterdam, locatie Tafelbergweg (ISD). Gedetineerden werden persoonlijk benaderd om deel te nemen aan het onderzoek. Voor hun deelname ontvingen zij geen beloning. In het onderzoek werden deelnemers gescreend en vervolgens uitgesloten, wanneer er sprake was van een floride psychose tijdens het moment van testen, er sprake was van een IQ lager dan 80 of als de deelnemer de
Nederlandse taal niet machtig was. Omdat niet van iedereen het IQ bekend was, werd in dit onderzoek gevraagd naar het opleidingsniveau ter indicatie van het intelligentieniveau. 46 mannen schreven zich in voor het onderzoek, waarvan 10 alsnog niet konden of wensten deel te nemen. Redenen hiervoor waren dat zij zich niet anders voor willen doen, nergens meer aan wilden meewerken uit onvrede over de instelling, concentratieproblemen of gedachten bij andere zaken hadden, de Nederlandse taal niet machtig zijn of vrijgelaten zouden worden voor het moment van testen. Het aantal deelnemers die zijn opgenomen in de analyses was 36. Hiernaast werden gegevens van 68 deelnemers verkregen uit eerder onderzoek van Wortel (2013). Zij waren tevens afkomstig uit de P.I. Amsterdam,
Tafelbergweg, maar ook uit de P.I. Amsterdam, Over-Amstel. Deze dienden in dit onderzoek als normgroep, waarmee de twee condities vergeleken werden.
Materialen
Demografische Gegevens
Voor het invullen van de vragenlijst kreeg elke deelnemer een informatiebrochure van het onderzoek. Na dit te hebben doorgelezen, tekenden zij de Informed Consent waarop zij tevens enkele vragen konden beantwoorden betreffende de demografische gegevens. De gegevens die werden verkregen waren leeftijd, nationaliteit (1 = Nederlands, 2 = Binnen EU, 3 = Buiten EU), moedertaal (1 = Nederlands, 2 = Niet Nederlands) en hoogst behaalde opleidingsniveau (1 =<Basisonderwijs, 2 = Basisonderwijs, 3 = <LBO, 4 = LBO, 5 = MAVO/MBO, 6 = HAVO/VWO/HBO/ WO (Verhage, 1964, Wortel, 2013).
Psychopathic Personality Inventory- Revised (PPI-R)
In dit onderzoek is gebruik gemaakt van de Psychopathic Personality Inventory- Revised om de mate van psychopathische kenmerken te onderzoeken. De PPI-R is een zelfbeoordelingsvragenlijst voor psychopathie, bestaande uit 154 items. Deze items kunnen beantwoord worden op een vierpunts Likert schaal, lopend van 1 = onwaar, 2 = bijna altijd onwaar, 3 = bijna altijd waar en 4 = waar. Een voorbeeld van een item is ‘Ik laat alledaagse zorgen niet op mijn zenuwen werken’. De PPI-R totaalscore geeft een indicatie van de mate van psychopathische trekken. Hoe hoger de totaalscore, des te meer psychopathische trekken de persoon laat zien. Naast de PPI-R totaalscore geeft de test ook scores op acht afzonderlijke schalen (zie hieronder voor korte omschrijvingen). Hogere scores geven aan dat de trekken van die schaal sterker aanwezig zijn.
1) Machiavellistisch egocentrisme: Narcistische en meedogenloze attitudes in interpersoonlijk functioneren
2) Opstandig non-conformisme: Gebrek aan het rekening houden met sociale normen
3) Externalisatie van schuld: Neiging de anderen de schuld te geven van problemen en het eigen wangedrag te rationaliseren
4) Onverschillig en gebrek aan doelgerichtheid: Neiging tot onverschilligheid over en gebrek aan planning
5) Sociale invloed: Waargenomen vaardigheid in het beïnvloeden en manipuleren van anderen
6) Onbevreesdheid: Afwezigheid van anticipatieangst voor pijn en een bereidheid tot
het deelnemen aan risicovolle activiteiten
7) Ongevoeligheid voor stress: Afwezigheid van uitgesproken reacties op
angstoproepende gebeurtenissen
8) Ongevoeligheid: Neiging tot kilheid en gebrek aan schuldgevoel en empathie
Naast de drie factoren (Egocentrische Impulsiviteit, Onbevreesde Dominantie en Ongevoeligheid) en acht dimensies bevat de PPI-R ook vier validiteitsschalen. De
validiteitsschalen zijn in de test opgenomen om bepaalde responsstijlen en de profielvaliditeit te detecteren. De Positieve Zelfpresentatie is een schaal die sociaal
wenselijke antwoorden detecteert. Een voorbeelditem is ‘Ik heb nog nooit iemand anders kwaad toegewenst’. Een hoge score (T≥65) geeft aan dat iemand een positief zelfbeeld heeft en geen serieuze gebreken in zijn persoonlijkheid waarneemt. Extreem hoge scores op deze schaal geven echter een indicatie van het opzettelijk wekken van een goede indruk. De Afwijkende Beantwoording schaal detecteert veinzen door middel van bizarre antwoorden. Een voorbeelditem is: ’Ik vergeet soms mijn naam’. Hoge scores (T≥65) op deze schaal kunnen wijzen op een faking bad responsstijl. Tenslotte bevat de vragenlijst de Inconsistente
Beantwoording schaal. Deze schaal meet de profielvaliditeit, waarbij een hoge score wijst op onzorgvuldig of willekeurig antwoorden of het met opzet saboteren van de test door middel van bizarre antwoorden. Deze schaal bevat twee versies, de Inconsistente
Beantwoording 15 en 40. De grensscores voor deze validiteitsschalen zijn respectievelijk T ≥17 en T≥45
De betrouwbaarheid van de PPI-R wordt onderverdeeld in twee maten, de interne consistentie en de test-hertest betrouwbaarheid. De interne consistentie is goed tot zeer goed voor de totaalscore en de factoren met een Cronbach’s alfa van .81 tot en met .92. Voor de afzonderlijke PPI-R subschalen is de interne consistentie voldoende tot goed (Cronbach’s alfa van .76 tot en met.90) en voor de validiteitsschalen is dit laag tot matig (Cronbach’s alfa van .42 voor Afwijkende Beantwoording en .70 voor Positieve
Zelfpresentatie). De test-hertest betrouwbaarheid van de PPI-R is goed (.95 >r> .82), al is de test-hertest betrouwbaarheid van de validiteitsschalen zwak( .74>r>.36) (Uzieblo,
Verschuere, Jelicic, Rossi, Maesschalck & Crombez,2010). Instructies
Voor het invullen van de PPI-R werden deelnemers random toegewezen aan de faking good conditie of de random responding conditie. Hierna kregen zij zowel mondeling als schriftelijke instructies voor het invullen van de vragenlijst. Uit het onderzoek van Wortel (2013) bleek de instructies mogelijk te moeilijk voor de doelgroep. Om de instructies
begrijpelijk te maken, werd in dit onderzoek een pilot uitgevoerd, waarbij 15 deelnemers de instructies voorgelegd kregen. Deelnemers werden verzocht aan te geven wat zij volgens de instructies moesten doen op de vragenlijst. De antwoorden werden blind beoordeeld door een externe beoordelaar. Uit de chi kwadraat toets bleek verschil te zijn tussen de
antwoorden van deelnemers en de externe beoordelaar, χ²(4,15) = 12.45, p <.05. De
instructies werden naar aanleiding van dit resultaat nog aangepast; de definitieve instructies staan hieronder vermeld.
Faking Good Conditie: “In bepaalde situaties kan het in je belang zijn om je anders voor te doen dan je werkelijk bent. Je staat nu op het punt om een vragenlijst voor
psychopathie in te vullen en dit is zo’n situatie. Je hebt besloten dat je zo laag mogelijk wil scoren op deze vragenlijst en wel op een geloofwaardige manier. Het mag niet achterhaald worden dat je je score omlaag haalt. Succes!”
Random Responding Conditie: “In bepaalde situaties kan het in je belang zijn om je anders voor te doen dan je werkelijk bent. Je staat nu op het punt om een vragenlijst voor psychopathie in te vullen en dit is zo’n situatie. Je wilt niet meewerken met de onderzoekers en daarom besluit je de vragenlijsten te dwarsbomen. Je wil het laten overkomen dat je wel meewerkt door alle vragen in te vullen, maar eigenlijk vul je maar wat in. Beantwoord de vragen willekeurig, maar vul wel alle vragen in. Het mag niet achterhaald worden dat je het onderzoek dwarsboomt. Succes!”
Naast de twee condities, werd er in dit onderzoek gebruik gemaakt van een normgroep. De normgroep betreft een controleconditie van het onderzoek van Wortel (2013). Deelnemers in deze conditie kregen in haar onderzoek ook instructies voordat zij de psychopathie vragenlijst invulden.
Normgroep/Controle Conditie: “Hier volgen de vragenlijsten die je eerder hebt ingevuld nog eens. Mensen veranderen nog al eens van mening, er zijn geen goede of foute
antwoorden. Je hoeft dus niet per se hetzelfde als zonet in te vullen, vul gewoon in zoals je het nu voelt. Succes!”
Manipulatiecontrole
Aan het einde van de PPI-R werden nog enkele vragen en stellingen voorgelegd die dienden ter controle. Deze waren gebaseerd op eerder onderzoek van Edens, Buffington, Tomicic en Riley (2001) en Edens, Buffington en Tomicic (2000). De stellingen konden beantwoord worden op een vijfpunts Likert schaal, lopend van 1 = Helemaal niet mee eens, 2 = Niet mee eens, 3 = Neutraal, 4 = Mee eens en 5 = Helemaal mee eens.
1. Wat moest je volgens de instructies doen? Kruis 1 antwoord aan. a) Alle vragen zo eerlijk mogelijk beantwoorden
b) Mijzelf zo goed mogelijk voordoen op de vragenlijst, maar zorgen dat ik niet word gepakt
c) Eigenlijk maar iets invullen, maar zorgen dat ik niet word gepakt
d) Mijzelf zo slecht mogelijk voordoen op de vragenlijst, maar zorgen dat ik niet word gepakt
1) Ik was gemotiveerd om mee te doen
2) Ik heb op de vragenlijst geprobeerd zo laag mogelijk te scoren 3) Ik heb op de vragenlijst eigenlijk maar wat ingevuld
Procedure
36 Deelnemers uit de Penitentiaire Inrichting Amsterdam, locatie Tafelbergweg (ISD) werden persoonlijk benaderd om aan het onderzoek mee te werken. Voorafgaand aan het onderzoek kreeg elke deelnemer een informatiebrochure over het onderzoek. Na dit
gelezen te hebben tekenden zij het Informed Consent formulier, waarop tevens naar de leeftijd, nationaliteit, moedertaal en hoogst behaalde opleiding werd gevraagd.
Voor het testen werden deelnemers meegenomen naar een aparte ruimte om de vragenlijst in te vullen. Om tijd te besparen werden deelnemers in groepen van drie meegenomen, zodat zij de vragenlijst tegelijkertijd konden invullen. Om verschillende redenen vulden sommige deelnemers de vragenlijst op hun kamer in op momenten dat zij opgesloten werden, zodat zij geen hulp van anderen konden krijgen en niet werden afgeleid. Deelnemers werden voor het invullen random toegewezen aan de faking good of random responding conditie. Aan de hand van de toegewezen conditie, kregen zij instructies (zie materialen), voordat zij de PPI-R invulden. Aan het einde van de vragenlijst vulden deelnemers de vragen van de manipulatiecontrole in. Wanneer deelnemers alles hadden ingevuld, leverden zij alle formulieren in bij de onderzoeker. Deelnemers waren ongeveer 40 minuten bezig met het lezen van de instructies, het invullen van de PPI-R en het
beantwoorden van de manipulatiecontrole.
De overige 68 deelnemers die werden gebruikt als normgroep werden in het onderzoek van (Wortel, 2013) persoonlijk benaderd door de onderzoeker. Het onderzoek vond plaats op de afdeling waar de deelnemers zich bevonden, en zij mochten zelf bepalen waar zij de vragenlijst invulden (eigen cel of gemeenschappelijke ruimte). Zodra de
deelnemer klaar was met het invullen van de vragenlijst bracht hij de ingevulde formulieren terug bij de onderzoeker. De deelnemers werden hierna random ingedeeld in een van de vier condities (faking good, faking bad, random responding en controle conditie), waarna zij de PPI-R nogmaals invulden onder instructies. Voor het huidige onderzoek werden alleen de gegevens gebruikt van de voormeting.
Resultaten
104 deelnemers werden opgenomen in de analyses. Vooraf werd een
exclusiecriterium gehanteerd van een IQ lager dan 80. Omdat niet van iedereen het IQ bekend was, werd besloten om alle deelnemers op te nemen in de analyses en vooraf de invloed van het opleidingsniveau te onderzoeken. Een ander exclusiecriterium was het niet beheersen van de Nederlandse taal. Hoewel meerdere deelnemers aan hebben gegeven een andere moedertaal te hebben, is hun taalbeheersing als voldoende ingeschat om deel te nemen aan het onderzoek.
Manipulatiecontrole
Uit de controlevragen bleek dat 17 deelnemers uit beide condities (47.22%) de instructies niet hadden begrepen. Op de vraag ‘Wat moest je volgens de instructies doen?’ vulden 7 deelnemers uit de faking good conditie het verkeerde antwoord in en uit de random responding conditie was dit aantal 10 deelnemers.
Een onafhankelijke t-toets werd uitgevoerd om het effect van instructies op de invulstijl te onderzoeken. Deelnemers uit de faking good conditie scoorden significant hoger op de controlevraag ‘Ik heb geprobeerd zo laag mogelijk te scoren’ dan deelnemers uit de random responding conditie, t (34) = 3.98,= p < .05, d = 1.34. Deelnemers uit random
responding conditie scoorden hoger op de vraag ‘Ik heb eigenlijk maar iets ingevuld’, t(34) = -2.17, p < .05, d = 0.71 dan deelnemers uit de faking good conditie. Hieruit kon worden opgemaakt dat de manipulatie was geslaagd.
Uit een onafhankelijke t-toets bleken deelnemers uit de faking good en random responding condities niet van elkaar te verschillen op de mate van motivatie, t (34) = 1.01, p = 0.32.
Demografische gegevens
Om na te gaan of demografische kenmerken een storende factor zouden kunnen zijn, is er gekeken of de condities van elkaar verschilden op leeftijd, nationaliteit, moedertaal en hoogst behaalde opleiding, zie tabel 1. Een variantieanalyse (ANOVA) werd uitgevoerd om eventuele verschillen in leeftijd te onderzoeken. Deelnemers uit de drie condities bleken niet te verschillen in leeftijd, F (2,101) = 1.23, p = .30. Voor eventuele verschillen in opleidingsniveau werd een Kruskal-Wallis uitgevoerd, vanwege schending van de parametrische assumpties. Deelnemers uit de normgroep hadden een significant lagere opleidingsniveau dan deelnemers uit de faking good en random responding conditie, H (2) = 7.23, p< .05. Vanwege het verschil wordt opleidingsniveau als covariaat opgenomen in de analyses.
Uit de chi-kwadraat toets bleken condities niet te verschillen in nationaliteit, χ²(4,104) = 1.76, p = .85, noch moedertaal, χ²(1,36) = 1.82, p = .26.
Tabel 1
Demografische gegevens per Conditie
Conditie Faking good Random
Responding Normgroep (Wortel, 2013) Totaal p
Aantal n 19 17 68 104
Leeftijd (M en SD) 40.47(11.2) 36.18(11.64) 35.79(11.70) 36.71(11.63) .30 Opleiding (M en SD) 4.58(0.28) 4.65(0.32) 3.71 (0.20)* 4.02(1.55) <.05
Moedertaal n (%) 1 Nederlands 2 Niet-Nederlands Nationaliteit n (%) 1 Nederlands 2 Binnen EU 3 Buiten EU 16(84.2%) 3 (15.8%) 17(89.5%) 1 (5.3%) 1 (5.3%) 11(64.7%) 6 (35.3%) 15(88.2%) 0 (0%) 2 (11.8%) x x 57 (83.8%) 2 (2.9%) 9 (13.2%) 27 (75%) .26 9 (25%) 89(85.6%) .85 3 (2.9%) 12(11.5%) *p<.05
Effect van Instructies op PPI-R Totaalscore en PPI-R Factorscores
Voordat het effect van instructies op de PPI-R totaalscore en PPI-R factorscores werd onderzocht, werden een Kolmogorov-Smirnov toets en Levene’s toets uitgevoerd om na te gaan of er werd voldaan aan de parametrische assumpties. Uit de K-S bleek dat de
totaalscores van de normgroep niet normaal verdeeld was, D (68) = 0.11, p <.05. De factorscores waren wel normaal verdeeld en uit de Levene’s test kwam naar voren dat er sprake was van gelijke varianties tussen de scores.
Een ANCOVA met opleidingsniveau als covariaat werd uitgevoerd om het effect van instructies op de PPI-R totaalscore te onderzoeken. Uit de ANCOVA bleek dat deelnemers uit de drie condities niet van elkaar verschilden op PPI-R totaalscore, wanneer er werd
gecontroleerd voor opleidingsniveau, F(2,100) = 0.40, p = .671.
Hiernaast werd er gekeken naar het effect van instructies op de factorscores (F1 = Onbevreesde Dominantie, F2 = Egocentrische Impulsiviteit, F3 = Ongevoeligheid), waarbij werd gecontroleerd voor het opleidingsniveau. Uit de ANCOVA bleek dat deelnemers uit de
1
ANOVA: F (2,101) = 0.14, p = .87
26
drie condities niet van elkaar verschilden op PPI-R F1 score, F (2, 100) = 0.13, p = .882, PPI-R F2 score, F(2,100) = 0.37, p =.693 en PPI-R F3 score, F(2,100) = 0.01, p =.99
Bovenstaande resultaten werden tevens gevonden wanneer de 17 deelnemers die de instructies niet hadden begrepen uit de analyses werden gelaten. Er werden geen verschillen gevonden op zowel de totaalscore als de factorscores. Omwille van de power is besloten om de 17 deelnemers op te nemen in de analyses.
In tabel 2 is het aantal deelnemers en gemiddelde PPI-R totaalscores en PPI-R factorscores per conditie weergegeven.
Tabel 2
Aantal Deelnemers en Gemiddelde PPI-R totaalscores (SD) en Gemiddelde PPI-R Factorscores (SD) per Conditie
Conditie Faking Good Random Responding Normgroep p
Aantal n 19 17 68 PPI-R Totaal 55.47 (12.28) 57.00 (10.87) 57.15 (12.70) .81 PPI-R F1 53.47 (7.00) 55.00 (7.02) 53.43 (10.38) .58 PPI-R F2 55.32 (17.45) 56.00 (13.67) 57.54 (13.79) .89 PPI-R F3 50.84 (10.28) 51.24 (10.41) 50.53 (10.79) .95 *p <.05; ** p<.01.
Note. Kruskal-Wallis PPI-R Totaal: p = .81
Effect van Instructies op de Inconsistente Beantwoording 15 en 40
Met behulp van de Kolmogorov-Smirnov toets en de Levene’s toets werd vooraf gekeken naar de parametrische assumpties. Uit de K-S toets kwam naar voren dat de IB40
2 ANOVA: F (2,101) = 0.20, p = .82 3 ANOVA: F (2,101) = 0.21, p = .81
27
scores van de normgroep niet normaal verdeeld was, D(68) = 0.16, p <.01. Uit de Levene’s test werd een gelijke variantie tussen de scores gevonden.
Om het effect van instructies op de validiteitsschalen IB15 en IB40 te onderzoeken, is er een ANCOVA uitgevoerd, waarbij er gecontroleerd werd voor opleidingsniveau. De scores op zowel de IB15 als de IB40 bleken significant van elkaar te verschillen tussen de condities, respectievelijk F(2, 100) = 4.50 , p <.054 en F(2, 100) = 3.18, p <.055. Uit onafhankelijke
t-toetsen bleken deelnemers uit de random responding conditie significant hoger te scoren dan deelnemers uit de faking good conditie op zowel de IB15, t(34) = -1.70, p <.05 als de IB40, t(34) = -2.03, p <.05. Deelnemers uit de random responding conditie bleken hiernaast ook hoger te scoren dan de normgroep op de validiteitschaal IB15, t(83) = 3.48, p <.01 en de IB40, t(83) = 2.68, p <.016. Deelnemers uit de faking good conditie en de normgroep
verschilden niet van elkaar op IB15 en IB40 score, respectievelijk p =.30 en p =.91. Het aantal deelnemers en de scores op de validiteitsschalen zijn weergegeven in tabel 3.
De resultaten die naar voren zijn gekomen, werden tevens gevonden wanneer de 17 deelnemers die de instructies niet hadden begrepen niet in de analyses werden
opgenomen. Deelnemers uit de random responding conditie bleken hoger te scoren op beide valideitsschalen dan deelnemers uit de faking good conditie en de normgroep. De 17 deelnemers zijn omwille van de power opgenomen in de analyses.
Effect van Instructies op de Positieve Zelfpresentatie schaal
De Kolmogorov-Smirnov toets wees uit dat scores op de Positieve Zelfpresentatie schaal niet normaal verdeeld was. Dit resultaat werd gevonden voor zowel de normgroep,
4ANOVA: F(2,101) = 3.74, p <.01 5Kruskal-Wallis: p<.05. 6 Mann-Whitney: p<.01.
28
D(68) = 0.13, p < .05, als deelnemers uit de random responding conditie, D (17) = 0.24, p <.01. Uit de Levene’s toets bleken de varianties gelijk te zijn.
Een ANCOVA werd uitgevoerd om het effect van instructies op de Positieve
Zelfpresentatie schaal te onderzoeken, gecontroleerd voor het opleidingsniveau. Het aantal deelnemers per conditie en hun score op de validiteitsschaal zijn weergegeven in tabel 3. Uit de analyses werden geen verschillen in Positieve Zelfpresentatie scores gevonden tussen de condities, F (2, 100) = 1.04, p = .367.
Verder werd een ANCOVA uitgevoerd zonder de 17 deelnemers die de instructies niet hadden begrepen. Hieruit bleken deelnemers uit de drie condities niet van elkaar te verschillen op Positieve Zelfpresentatie scores, F (2,83) = 1.14, p = .32. Ook in deze analyses werd besloten om de deelnemers op te nemen in de analyses.
Tabel 3
Aantal Deelnemers en Gemiddelde IB15 en IB40 scores (SD) per Conditie
Conditie Faking Good Random Responding Normgroep p
Aantal n 19 17 68 IB15 11.32(4.82)* 14.06(4.85)** 10.22(3.85)** <.05 IB40 31.68(9.14)* 38.29(10.44)* 31.42(9.20)** <.05 PZ 55.26(9.31) 54.71(11.38) 50.87(11.85) .36 *p <.05; ** p<.01. Note. Kruskal-Wallis p = .16 Detectie van de Validiteitsschalen
7Kruskal-Wallis: p = .16
29
In de handleiding van de PPI-R worden voor de validiteitsschalen afkappunten gehanteerd om verschillende vormen van veinzen te detecteren. Voor de Positieve Zelfpresentatie schaal is een T-score van 65 het afkappunt; voor de Inconsistente
Beantwoording 15 een score van 17 en voor de Inconsistente Beantwoording 40 een T-score van 45. Een T-score gelijk aan of boven deze gehanteerde afkappunten geeft aan dat er een ongeldig profiel wordt gedetecteerd. Een chi-kwadraat toets werd uitgevoerd om te onderzoeken of de validiteitsschalen in staat waren te differentiëren tussen de verschillende condities, wanneer deze afkappunten werden gehanteerd. In tabel 4 staat het aantal
gedetecteerde deelnemers weergegeven per validiteitsschaal. De validiteitsschaal Positieve Zelfpresentatie bleek niet in staat te zijn om te differentiëren tussen de verschillende condities, χ²(2,104) = 0,56, p = 0,76. Dit resultaat werd tevens gevonden voor de
validiteitsschaal Inconsistente Beantwoording 40, χ²(2,104) = 4.44, p < .11. Daarentegen bleek de Inconsistente Beantwoording 15 wel in staat te zijn om te differentiëren tussen de verschillende condities, χ²(2,104) = 13.12, p < .01.
Tabel 4
Aantal Gedetecteerde Deelnemers op de Validiteitsschalen Positieve Zelfpresentatie, IB15 en IB40 op basis van de Gehanteerde Afkappunten
Conditie Faking Good Random Responding Normgroep p
Aantal n 19 17 68 ≥65 5 (26%) 3 (18%) 13 (19%) PZ-score .76 ≤65 14 (74%) 14 (82%) 55 (81%) ≥17 3(16%) 6(35%)** 3 (4%) 30
IB15-score <.01 ≤17 16(84%) 11(65%)** 65 (96%) ≥45 2 (11%) 5(29%)* 7(10%) IB40-score .11 ≤45 17 (89%) 12(71%)* 61(90%) *p <.05; ** p<.01.
Omdat de mogelijkheid bestaat dat de gehanteerde afkappunten niet ideaal zijn om veinzen te detecteren, werd een Receiver Operating Characteristic (ROC) uitgevoerd over alle afkappunten heen. De ROC is een statistiek die aangeeft hoe goed een meetinstrument in staat is om te voorspellen. Bij deze analyse wordt over alle afkappunten de true positives (e.g. veinzer wordt gedetecteerd als veinzer) uitgezet tegen de false positives (niet-veinzer wordt gedetecteerd als veinzer). Met behulp van deze analyse werd gekeken of de
validiteitsschalen in staat waren om veinzen te detecteren. De ROC analyse gaf voor de validiteitsschalen een Area Under the Curve waarde. Aan de hand van deze waarde kan een oordeel worden gevormd over de mate waarin de validiteitsschaal in staat is om te
detecteren. Een waarde van .9+ is uitstekend, .7-.9 is goed, .5 - .7 is laag en een waarde van .5 ligt op kansniveau (Fischer et al., 2003, aangehaald in Akobeng, 2007).
Uit de analyses kwam naar voren dat de Positieve Zelfpresentatie een Area Under the Curve (AUC) had van 0.63 (CI 95% = 0.50-0.75). Dit houdt in dat deze validiteitsschaal boven kansniveau (0.5) detecteert of iemand zich schuldig maakt aan een sociaal wenselijk
antwoordpatroon (e.g. faking good). Hierbij werden deelnemers uit de faking good conditie vergeleken met de normgroep. Voor de Inconsistente Beantwoording 15 en Inconsistente Beantwoording 40 werden deelnemers uit de random responding conditie vergeleken met
de normgroep. De ROC analyse gaf voor de IB15 een AUC-waarde van 0.74 (CI 95% = 0.59 – 0.89) en voor de IB40 was de AUC-waarde 0.69 (CI 95% = 0.55 – 0.84).
Met behulp van het statistiekprogramma MedCalc is er tevens een ROC-analyse uitgevoerd, waarbij werd gekeken naar de ideale afkappunten voor de validiteitsschalen om veinzen te kunnen detecteren. Hierbij werd rekening gehouden met de beste specificiteit (terecht negatieven) en sensitiviteit (terecht positieven) voor het afkappunt. In tabel 5 staan de ideale afkappunten, berekend met MedCalc, met de bijbehorende specificiteit en
sensitiviteit weergegeven. Voor de Positieve Zelfpresentatie schaal was dit een waarde boven 43 (95% CI 39-40), voor de IB15 en IB40 was dit afkappunt respectievelijk 12 (95% CI 11-15) en 34 (95% CI 30-39).
Tabel 5
Ideale Afkappunten voor de Validiteitsschalen Positieve Zelfpresentatie, IB15 en IB40 met bijbehorende Sensitiviteit en Specificiteit
Validiteitsschaal Afkappunt C.I. 95% Sensitiviteit(% ) Specificiteit(%)
IB15 >12 11-15 64.7 77.9
IB40 >34 30-39 58.8 76.5
PZ >43 39-40 94.7 32.4
Discussie
In deze studie werd onderzoek gedaan naar de validiteit van de PPI-R
validiteitsschalen. Eerst werd onderzocht of de PPI-R gevoelig was voor veinzen. Vervolgens werd gekeken of de validiteitsschalen in staat waren om veinzen te detecteren. Voor een goede beoordeling van de mate van psychopathie is het belangrijk om te onderzoeken in
hoeverre de PPI-R een betrouwbaar meetinstrument is als screener voor psychopathie. Vooral binnen de forensisch populatie, waar psychopathie een belangrijke voorspeller is van het gedrag van gedetineerden, is misclassificatie een zorgelijke zaak. Deelnemers uit de P.I. Amsterdam, Tafelbergweg werden random verdeeld over twee condities, faking good en random responding, waarna zij de PPI-R onder instructies invulden. Hun scores op de vragenlijst werden vergeleken met scores van een normgroep, die verkregen werd uit eerder onderzoek van Wortel (2013).
In tegenstelling tot voorgaande onderzoeken bleek veinzen geen effect te hebben op de PPI-R. Tegen de verwachting in waren deelnemers die zich schuldig maakten aan een sociaal wenselijk antwoordpatroon niet in staat om een lagere PPI-R totaalscore te hebben, dan de normgroep. Zoals verwacht haalden deelnemers die de vragenlijst inconsistent invulden een gelijke PPI-R totaalscore als wanneer deze op een eerlijke manier werd ingevuld. Ook bleken zowel een sociaal wenselijk als inconsistent antwoordpatroon geen invloed te hebben op alle drie PPI-R factoren. Dit was niet in lijn met de bevinding van Edens (2004) die wel een invloed van faking good op Egocentrische Impulsiviteit (F2) vond. Dit lag mogelijk aan de gegeven instructies. Uit de analyses bleek dat de helft van de deelnemers (n=17) de instructies niet begreep. Wanneer deze deelnemers uitgesloten werden van de analyses, kwamen echter dezelfde resultaten naar voren. De instructies bleken geen invloed te hebben op de gevonden resultaten en omwille van de power is alsnog gekozen om de 17 deelnemers op te nemen in de analyses.
Een mogelijke verklaring voor het resultaat is het ontbreken van een beloning. Een kenmerk van mensen met psychopathie is instrumenteel gedrag, dat zich vaak uit in agressief gedrag (Frick et al., 2003). Hun gedrag hangt samen met hun persoonlijke doelen
en belangen. Tevens was er in de betreffende populatie van dit onderzoek veel sprake van verslaving. Ook hun gedrag hangt samen met instrumenteel gedrag, vaak om te voorzien in de behoefte van hun verslaving. Het ontbreken van een externe motivatie (beloning) zou een situatie hebben gecreëerd waar deelnemers er zelf geen baat bij hadden. Dit zou ervoor hebben gezorgd dat zij weliswaar hebben deelgenomen aan het onderzoek, maar tijdens deelname niet de instructies hebben gevolgd. Voor vervolgonderzoeken wordt aangeraden te werken met een beloning, waarbij er voor deelname een beloning wordt verstrekt en, belangrijker, waarbij de beloning verhoogd kan worden wanneer het hen lukt om de instructies te volgen en te veinzen op de vragenlijst. Door deze manier van externe motivatie te gebruiken, is het mogelijk dat deelnemers extra gemotiveerd zijn om hun beloning te verhogen en de instructies goed opvolgen om dit te bereiken.
Indien werd gekeken naar de invloed van veinzen op de validiteitsschalen, bleek faking good tegen de verwachting in geen invloed te hebben op de Positieve Zelfpresentatie schaal. Een sociaal wenselijk antwoordpatroon leidde niet tot een verhoging op deze
validiteitsschaal vergeleken met random responding en invullen naar waarheid. Naast het ontbreken van een verhoging op de validiteitsschaal, is gebleken dat de validiteitsschaal Positieve Zelfpresentatie niet goed in staat was om deze vorm van veinzen te detecteren. Dit was in lijn met eerdere onderzoeken naar de detectie van de validiteitsschaal. Dit valt tevens te verklaren door een gebrek aan beloning in het onderzoek. Random responding bleek wel te leiden tot een verhoging op de validiteitsschalen Inconsistente Beantwoording 15 en 40. Dit was niet het geval bij faking good of het invullen naar waarheid. In
tegenstelling tot de Positieve Zelfpresentatie en Inconsistente Beantwoording 40 schaal bleek de Inconsistente Beantwoording 15 wel van waarde te zijn om een inconsistent
antwoordpatroon te detecteren. Deelnemers die zich schuldig maakten aan een inconsistent antwoordpatroon konden redelijk gedetecteerd worden door de
validiteitsschaal. De detectie van de validiteitsschalen werd verder met een ROC analyse onderzocht, waarbij werd gekeken naar alle mogelijke afkappunten. Uit deze analyse kon tevens worden geconcludeerd dat de Positieve Zelfpresentatie schaal niet goed in staat is om sociaal wenselijke profielen te detecteren en de Inconsistente Beantwoording 15 en 40 inconsistente profielen redelijk kunnen detecteren. Hoewel uit de analyses naar voren komt dat de validiteitsschalen voor inconsistentie redelijk in staat zijn dit te detecteren, is het de vraag of dit werkelijk het geval is. De IB15 bleek 65%, en de IB40 71% van de deelnemers die zich schuldig hebben gemaakt aan een inconsistent antwoordpatroon niet te detecteren. Een verklaring zou kunnen zijn dat de gehanteerde afkappunten van de drie
validiteitsschalen te hoog zijn, waardoor het aantal deelnemers dat wordt gedetecteerd als veinzer lager is dan verwacht. Wanneer de afkappunten te hoog zouden zijn, zou hier naar gekeken moeten worden. Met behulp van het statistiekprogramma MedCalc zijn ideale afkappunten berekend, die mogelijk een verbetering zijn voor de detectie van veinzen door middel van de validiteitsschalen. In toekomstige onderzoeken zou er zorgvuldig gekeken moeten worden naar de gehanteerde afkappunten van de validiteitsschalen om te onderzoeken of deze gewijzigd zouden moeten worden om detectie te verbeteren.
Er kunnen kanttekeningen geplaatst worden bij dit onderzoek. Ten eerste rijst de vraag of het aantal deelnemers in het onderzoek hoog genoeg is. Gebaseerd op eerder onderzoek van Anderson et al. (2013) is van te voren een power-analyse uitgevoerd om het aantal deelnemers te bepalen. Uit de analyse kwam naar voren dat een aantal van minimaal 195 deelnemers gewenst was. Vanwege praktische beperkingen en de periode voor
dataverzameling is het niet gelukt om dat aantal te realiseren. Hierdoor is het de vraag of de resultaten betrouwbaar zijn; deze moeten dan ook met de nodige voorzichtigheid
geïnterpreteerd worden. Het is mogelijk dat er een ander resultaat wordt gevonden als er meer deelnemers in het onderzoek worden opgenomen.
Ten tweede kunnen er vraagtekens geplaatst worden bij de instructies. In dit onderzoek is een pilotstudie gedaan om ervoor te zorgen dat de instructies begrijpelijk waren voor de deelnemers. Ondanks dat alle deelnemers na het krijgen van de mondelinge én schriftelijke uitleg aangaven te weten wat er van hen werd verwacht, kwam naar voren dat 47% de instructies niet had begrepen. Hoewel uit de manipulatiecontrole bleek dat de manipulatie geslaagd was, is het niet wenselijk dat een dergelijke proportie van de
deelnemers de instructies niet hadden begrepen. Mogelijk waren de instructies, ondanks de pilotstudie, te moeilijk of was het opleidingsniveau te laag. Dit zou tevens een mogelijke verklaring kunnen zijn dat faking good niet heeft geleid tot een verlaging van de
psychopathie totaal- en factorscore, en tot een verhoging van de validiteitsschaal. Deelnemers kregen de instructies om ‘zo laag mogelijk te scoren’. Ondanks dat de
onderzoeker mondeling heeft toegelicht wat hiermee werd bedoeld (e.g. sociaal wenselijk antwoordpatroon), hebben de deelnemers de instructies mogelijk anders geïnterpreteerd. Echter, bleek dit geen invloed te hebben op de resultaten. In vervolgonderzoeken wordt aangeraden extra aandacht te besteden aan de instructies.
Doordat psychopathie een belangrijke voorspeller is van het recidiverisico en de behandelrespons binnen de forensische doelgroep (Serin & Amos, 1995; Langstrom & Grann, 2002 en Laurell & Daderman, 2005), is het van belang om dit goed te onderzoeken. Als de PPI-R gevoelig is voor veinzen, zullen er vraagtekens gezet moeten worden bij het
gebruik van dit meetinstrument binnen de forensische setting. Hoewel de PPI-R nog veelvuldig gebruikt wordt als screeningsinstrument, is verder onderzoek naar dit meetinstrument vereist. De kritiek over het gebruik van validiteitsschalen (Piedmont,
McCrae, Riemann en Angleitner, 2000) lijkt vooralsnog terecht. In dit onderzoek is gevonden dat de validiteitsschalen te kort schieten in het detecteren van invalide profielen. Dit geldt voornamelijk voor de validiteitsschaal voor een sociaal wenselijk antwoordpatroon. Het is echter nog de vraag of deze validiteitsschaal (e.g. Positieve Zelfpresentatie) een sociaal wenselijk antwoordpatroon detecteert of een kenmerk van psychopathie weergeeft. Uit onderzoek komt naar voren dat, wanneer er gecontroleerd wordt voor faking good, er een indicatie is dat faking good eerder gezien kan worden als een kenmerk van psychopathie, waarbij iemand zich op een sociaal wenselijke manier presenteert, dan een sociaal wenselijk antwoordpatroon. Lage scores door faking good zou volgens deze theorie een bepaald kenmerk van psychopathie representeren; de neiging om sociale normen niet te
respecteren en te schenden (Piedmont,McCrae, Riemann, & Angleitner, 2000; Ray et al., 2013). Het is vooralsnog niet duidelijk of dit het geval is. Als er een bepaald kenmerk van psychopathie wordt weergegeven door de Positieve Zelfpresentatie, verschaffen de scores op de validiteitsschaal belangrijke informatie over het psychopathische
persoonlijkheidsprofiel. In plaats van het profiel als ongeldig te verklaren, zou de inhoud van de Positieve Zelfpresentatie onderzocht moeten worden om uitspraken te kunnen doen over iemand met een dergelijk profiel. Vervolgonderzoek zou moeten uitwijzen of faking good een invulstijl is of bepaalde kenmerken van psychopathie weerspiegelen. Dit zou goed in beschouwing genomen moeten worden bij het gebruik van de PPI-R als
screeningsinstrument voor psychopathie. Door in vervolgonderzoek de validiteit van de PPI-R in kaart te brengen, kunnen er meer betrouwbare uitspraken gedaan worden over de
mate van psychopathie. Ten behoeve van de veiligheid van de maatschappij is het noodzakelijk de mate van psychopathie binnen de forensische populatie goed in kaart te brengen.
Literatuurlijst
Akobeng, A. K. (2007). Understanding diagnostic tests 3: receiver operating characteristic curves. Acta Paediactrica, 96, 644-647. doi: 10.1111/j.1651-2227.2006.00178.x
Anderson, J. L., Sellbom, M., Wygant, D. B., & Edens, J. F. (2013). Examining the necessity for and utility of Psychopathic Personality Inventory – Revised (PPI-R) Validity Scales. Law and Human Behavior, 37, 312-320. doi: 10.1037/lhb0000018
Barbaree, H. E. (2005). Psychopathy, treatment behavior, and recidivism: An extended follow-up of Seto and Barabaree. Journal of Interpersonal Violence, 20, 1115-1131. doi: 10.1177/0886260505278262
Benning, S. D., Patrick, C. J., Hicks, B. M., Blonigen, D. M., & Krueger, R. F. (2003). Factor structure of the psychopathic personality inventory: Validity and implications for clinical assessment. Psychological Assessment, 15, 340-350. doi: 10.1037/1040-3590.15.3.340 Book, A. S., Holden R. R., Starzyk, K. B., Wasylkiw, L., & Edwards, M. J. (2006). Psychopathic traits and experimentally induced deception in self-report assessment. Personality and Individual Differences, 41, 601-608. doi: 10.1016/j.paid.2006.02.011
Cleckley, H. (1976) The mask of sanity. St. Louis, MO: Mosby.
Cleckley, H. (1988) The mask of sanity: an attempt to clarify some issues about the so called psychopathic personality (5th ed.). Augusta, GA: Emily S. Cleckley.
Edens, J. F., Buffington, J. K., & Tomicic, T. L. (2000). An investigation of the relationship between psychopathic traits and malingering on the Psychopathic Personality Inventory. Assessment, 7, 281-296.
Edens, J. F., Buffington, J. K., Tomicic, T. L., & Riley, B. D. (2001). Effects of positive impression management on the psychopathic personality inventory. Law and Human Behavior, 25, 235-256. doi: 10.1023/A:1010793810896
Edens, J. F. (2004). Effects of response distortion on the assessment of divergent facets of psychopathy. Assessment, 11, 109-112. doi: 10.1177/1073191103261474
Frick, P. J., Cornell, A. H., Barry, C. T., Bodin, S. D., & Dane, H. E. (2003). Callous-unemotional traits and conduct problems in the prediction of conduc problem severity, aggression and self-report of delinquency. Journal of Abnormal Child Psychology, 31, 457-470. doi: 10.1023/A:1023899703866
Hare, R. D. (1991). Manual for the Revised Psychopathy Checklist (1st ed.). Toronto, Ontario, Canada: Multi-Health Systems.
Hare, R. D., Hart, S. D., Harpur, T. J. (1991). Psychopathy and DSM-IV criteria for Antisocial Personality Disorder. Journal of Abnormal Psychology, 100, 391-398. doi: 10.1037//0021-843X.100.3.391.
Hare, R.D. (2003). The Hare Psychopathy Checklist – Revised (PCL-R) (2nd ed.). Toronto, ON, Canada: Multi-health Systems.
Hare, R. D. (2006). Psychopathy: A clinical and forensic overview. Psychiatric Clinics of North America, 29, 709-724. doi: 10.1016/j.psc.2006.04.007
Hare, R. D., & Neumann, C. S. (2005). Structural models of psychopathy. Current Psychiatry Reports, 7, 57-64. doi: 10.1007/s11920-005-0026-3
Hare, R. D., & Neumann, C. S. (2008). Psychopathy as a clinical and empirical construct. Annual Review of Clinical Psychology, 4, 217-246.
doi:10.1146/annurev.clinpsy.3.022806.091452
Langstrom, N., & Grann, M. (2002). Psychopathy and violent recidivism among young criminal offenders. Acta Psychiatrica Avica, 106, 86-92. doi:
10.1034/j.1600-0447.106.s412.19.x
Laurell, J., & Daderman, A. M. (2005). Recidivism is related to psychopathy (PCL-R) in a group of men convicted of homicide. International Journal of Law and Psychiatry, 28, 255-268. doi: 10.1016/j.ijlp.2004.08.008
Levenson, M. R., Kiehl, K. A., & Fitzpatrick, C. M. (1995). Assessing psychopathic attributes in a noninstitutionalized population. Journal of Personality and Social Psychology, 68, 151-158. Lilienfeld, S. O., & Widows, M. R. (2005). Psychopathic Personality Inventory-Revised:
Professional Manual. Lutz, FL: Psychological Assessment Resources.
Looman, J., Abracen, J., Serin, R., & Marquis, P. (2005). Psychopathy, treatment change, and recidivism in high-risk, high need, sexual offenders. Journal of Interpersonal Violence, 20, 549-568.
MacNeil, B. M., & Holden, R. R. (2006). Psychopathy and the detection of faking on self-report inventories of personality. Personality and Individual Differences, 41, 641-651. doi: 10.1016/j.paid.2006.03.004
Murphy, J. (1976). Psychiatric labeling in cross-cultural perspective. Science, 191, 1019-1028. doi: 10.1126/science.1251213
