Verandering in (psychische) klachten bij ambulante behandelde delinquenten Is er een verschil tussen delinquenten met een antisociale persoonlijkheidsstoornis
en delinquenten met een stoornis in de impulsbeheersing in de verandering van (psychische) klachten?
Masterscriptie
Johanne Blumenberg
Mastertrack Klinische Forensische Psychologie
Studentnummer: 10553908
Supervisor Universiteit van Amsterdam: Carlijn Wibbelink Supervisor De Waag: Dr. Joan van Horn
Amsterdam, 18-08-2016
Samenvatting
In het huidige onderzoek is verandering in (psychische) klachten (waaronder agres-sie, boosheid, impulsiviteit) door behandeling in een ambulante forensische polikli-niek onderzocht bij delinquenten met een antisociale persoonlijkheidsstoornis (ASPS) en delinquenten met een stoornis in de impulsbeheersing. Deze stoornissen kennen een aantal overlappende symptomen, zoals impulsiviteit. Er wordt echter verwacht dat ze verschillen in persistentie. Persoonlijkheidsstoornissen, waaronder ASPS, kenmerken zich namelijk door een stabieler en langduriger karakter dan klinische symptoomstoornissen, waaronder stoornissen in de impulsbeheersing (Lenzenwe-ger, 1999; Lenzenweger & Clarkin, 2005; Skodol et al., 2005). Verwacht werd dat (psychische) klachten bij een ASPS langer aanhouden, dus in mindere mate veran-deren gedurende de behandeling, dan bij een stoornis in de impulsbeheersing. De (psychische) klachten werden gemeten met de Forensische Klachtenlijst voor vol-wassenen (FKL 18+). Na het vaststellen van meetinvariantie van de FKL 18+ werd een herhaalde metingen - variantieanalyse gedraaid met meetmoment als within- en stoornis als between-subjects variabelen. In tegenstelling tot de verwachtingen kwam naar voren dat delinquenten met een ASPS juist meer verandering lieten zien, in agressie en middelengebruik, dan delinquenten met een stoornis in de impulsbe-heersing. Delinquenten met een ASPS rapporteerden daarentegen wel een hogere mate aan klachten over de meetmomenten heen, waaronder impulsiviteit. Er zijn dus aanwijzingen dat niet de persistentie, maar wel de pathologie sterker aanwezig is bij ASPS. Om de effectiviteit van de behandeling te bevorderen, is het van belang reke-ning te houden met dit verschil en de intensiteit van de behandeling aan te passen aan de aard van de stoornis (Bender et al., 2001).
Een onderzoek naar de verandering in (psychische) klachten bij ambulant be-handelde delinquenten
Mensen met een antisociale persoonlijkheidsstoornis (ASPS) of stoornis in de im-pulsbeheersing komen vaak in aanraking met politie en justitie. Impulsiviteit is een kenmerk van beide stoornissen en gaat vaak gepaard met agressie en controlever-lies (Hollander & Rosen, 2000) wat kan leiden tot criminaliteit. Deze stoornissen wor-den dan ook vaker gediagnosticeerd bij cliënten behandeld in de forensische geeste-lijke gezondheidszorg (ggz) (ASPS 50%, Moran, 1999; stoornis in de impulsbeheer-sing 30%, Grant, Levine, Kim, & Potenza, 2005) dan in de algemene populatie (ASPS 2-3%, Hatchett, 2015; stoornis in de impulsbeheersing 1-9%, variërend per stoornis, Coccaro, 2012).
ASPS wordt gecategoriseerd onder de persoonlijkheidsstoornissen op as II van de Diagnostic and statistical manual of mental disorders (DSM-IV-TR, American Psychiatric Association (APA), 2000). Persoonlijkheidsstoornissen zijn volgens de DSM-IV pathologisch (“afwijken van de verwachtingen”, “veroorzaakt in significante mate lijden”), persistent (“een duurzaam patroon“) en pervasief (“star“, “uit zich op een breed terrein“) (APA, 2001, p. 345-346). ASPS wordt gekenmerkt door “een ge-brek aan achting voor en schending van de rechten van anderen“ (APA, 2001, p. 350). Er is bij een ASPS sprake van aanwijzingen voor norm-overschrijdend gedrag voor de leeftijd van 15 jaar. Dit gaat gepaard met onverantwoordelijk, externaliserend en gewetenloos gedrag (DSM-IV-TR, 2000). Symptomen zijn onder andere impulsivi-teit, prikkelbaarheid en agressiviteit (Blair, Mitchell, & Blair, 2005).
Stoornissen in de impulsbeheersing horen bij de klinische symptoomstoornis-sen op as I van de DSM-IV. Klinische symptoomstoornissymptoomstoornis-sen beschrijven over het al-gemeen een acute pathologie, een syndroom dat niet altijd aanwezig is of geweest is en van voorbijgaande aard is (Verheul, 2003). Stoornissen in de impulsbeheersing
worden gekarakteriseerd door het onvermogen om een impulsieve actie of gedrag dat schadelijk kan zijn voor de persoon zelf of een ander tegen te houden (Hollander & Rosen, 2000). In de DSM-IV worden onder stoornissen in de impulsbeheersing de volgende stoornissen geschaard: periodieke explosieve stoornis (PES), kleptomanie, pyromanie, pathologisch gokken, trichotillomanie en stoornis in de impulsbeheersing Niet Anderszins Omschreven (NAO).
ASPS en stoornissen in de impulsbeheersing hebben overlappende gedrags-kenmerken, waaronder impulsiviteit, externaliserend en antisociaal gedrag (Krueger, Markon, Patrick, & Iacono, 2005). Van deze overlappende symptomen is impulsiviteit het hoofdkenmerk van beide stoornissen (Hollander & Rosen, 2000; Swann, Lijffijt, Lane, Steinberg, & Moeller, 2009). Impulsiviteit duidt op de overmatige behoefte aan beloning, plezier, opwinding en voldoening die gepaard gaat met een onvermogen het eigen gedrag te controleren (Hollander & Rosen, 2000). Impulsiviteit leidt tot handelen vanuit plotse opwellingen en niet volgens weloverwogen plannen.
Naast de overlappende kenmerken is er een belangrijk verschil tussen de ASPS en de stoornissen in de impulsbeheersing, dat voortkomt uit een globaal ver-schil tussen persoonlijkheidsstoornissen en klinische symptoomstoornissen. Bij een ASPS als persoonlijkheidsstoornis ligt de oorzaak van impulsiviteit veel meer in een hardnekkig persoonlijkheidspatroon. Bij een stoornis in de impulsbeheersing als klini-sche symptoomstoornis daarentegen komt impulsiviteit eerder voor in de vorm van doorbraken in een recente periode (Bernard, Appelo, Scholing, & Kok, 2003; Ver-heul, 2003). Er is dus, volgens de DSM-criteria, een verschil in persistentie van de stoornissen. Dit verschil wordt eveneens ondersteund in de wetenschappelijke litera-tuur. Longitudinale studies van Lenzenweger (1999) en Skodol et al. (2005) laten zien dat persoonlijkheidsstoornissen zich persistenter voordoen dan klinische symp-toomstoornissen. Verandering bij persoonlijkheidsstoornissen werd zelfs lang als
he-lemaal onmogelijk beschouwd (Frances & Ross, 2001); recente studies laten echter zien dat verandering mogelijk is (Clark, 2009; Hatchett, 2015; Skeem, Polaschek, Patrick, & Lilienfeld, 2011). Bender et al. (2001) merken op dat bij persoonlijkheids-stoornissen, vanwege het persistente karakter, extensievere, bredere en intensievere behandeling toegepast moet worden dan bij klinische symptoomstoornissen. Skeem et al. (2011) voegen toe dat patiënten met een hoog recidiverisico, waaronder patiën-ten met ASPS, inpatiën-tensieve behandeling nodig hebben om positieve verbeteringen te bewerkstellingen. Deze bevindingen pleiten voorts voor een persistent karakter van persoonlijkheidsstoornissen. Er zijn tot nu toe nog geen studies beschikbaar die zich richten op een verschil in persistentie tussen ASPS en stoornis in de impulsbeheer-sing. In het huidige onderzoek worden de twee stoornissen vergeleken op verande-ring in (psychische) klachten na behandeling.
De uitkomsten van deze studie kunnen richtlijnen opleveren bij de bepaling van de intensiteit van de behandeling. Er kan bij een ASPS voorts voor een intensie-vere en langdurigere behandeling gekozen worden als blijkt dat ASPS zich daadwer-kelijk persistenter voordoet. Het inzetten van de optimale dosis aan behandeling zal leiden tot een hogere effectiviteit en lagere kosten (Howard, Kopta, Krause, Orlinsky, 1986; Kopta, 2003). Wordt de intensiteit van de behandeling dus afgestemd op de ernst van de stoornis, zullen er kosten bespaard en de effectiviteit gewaarborgd wor-den.
Voor het meten van de verandering in (psychische) klachten wordt in het hui-dige onderzoek de Forensische Klachtenlijst voor volwassenen (FKL 18+, Van Horn, Hendriks, & Kraanen, 2015) toegepast. De FKL 18+ werd ontwikkeld om veelvoor-komende forensische klachten, waaronder impulsiviteit, te monitoren tijdens de be-handeling in de forensische ggz. Wat betreft het meten van impulsiviteit, het hoofd-kenmerk van ASPS en stoornissen in de impulsbeheersing, wordt er bij de FKL 18+
rekening gehouden met verschillende aspecten van impulsiviteit. De FKL 18+ omvat items die zowel het verlangen naar spanning en sensatie meten (“Ik verlangde naar spanning en sensatie.”) als items die het controleverlies en het handelen zonder na te denken omvatten (“Ik zei dingen zonder er bij na te denken.”). Het is voor het hui-dige onderzoek belangrijk dat impulsiviteit op een brede manier gemeten wordt, om-dat er nog weinig bekend is over welke aspecten van impulsiviteit van belang zijn bij de ASPS of bij de stoornissen in de impulsbeheersing.
Om uitspraken te kunnen doen over groepsverschillen in de verandering van klachten moet de vragenlijst meetinvariant zijn. Meetinvariantie is de assumptie dat de vragenlijst hetzelfde psychologische construct meet in alle groepen (Milfont & Fi-scher, 2010). Bij een vragenlijst die niet meetinvariant is kunnen inhoudelijke ver-schillen veroorzaakt worden doordat in de ene groep de concepten anders begrepen worden dan in de andere groep. Geobserveerde verschillen zijn dan niet meer toe te schrijven aan verschillen tussen groepen, maar aan systematische biases bij het in-vullen van de vragenlijst door een verschillende interpretatie. Er is sprake van meet-invariantie als elke respondent de vragenlijst en de onderliggende latente factoren op een zelfde manier interpreteert, ongeacht bij welke groep hij hoort (Van de Schoot, Lugtig, & Hox, 2012). In het huidige onderzoek wordt onderzocht of de FKL 18+ meetinvariant is voor delinquenten met een ASPS en delinquenten met een stoornis in de impulsbeheersing. Voldoet de FKL 18+ aan de assumptie van meetinvariantie, dan kan geconcludeerd worden dat de lijst in staat is klachten te meten onafhankelijk van de stoornis van de respondent. Het voldoen aan de voorwaarden van meetinva-riantie is noodzakelijk om inhoudelijke verschillen in klachten tussen beide stoornis-groepen zinvol te kunnen interpreteren.
Doelen en verwachtingen
Het centrale doel van het huidige onderzoek is om met de FKL 18+ veranderingen in (psychische) klachten te meten bij delinquenten met een ASPS en delinquenten met een stoornis in de impulsbeheersing.
Om een vergelijking tussen deze stoornisgroepen betrouwbaar te kunnen ma-ken wordt eerst de meetinvariantie van de FKL 18+ onderzocht. Er wordt verwacht dat de FKL 18+ meetinvariant is bij delinquenten met een ASPS en delinquenten met een stoornis in de impulsbeheersing.
Als de FKL 18+ voldoet aan de assumptie van meetinvariantie, wordt de ver-andering in (psychische) klachten onderzocht bij delinquenten met een ASPS en de-linquenten met een stoornis in de impulsbeheersing. De verwachting is dat delin-quenten met een ASPS (ASPS-groep) minder verandering laten zien dan delinquen-ten met een stoornis in de impulsbeheersing (impulscontrole-groep), omdat persoon-lijkheidsstoornissen persistenter zijn dan klinische symptoomstoornissen.
Er wordt verder verwacht dat demografische gegevens van de onderzoeks-groep als leeftijd, behandelkader (verplichte vs. vrijwillige behandeling) en het land van herkomst een effect hebben op de verandering in (psychische) klachten. Deze variabelen zijn van invloed op de behandeleffectiviteit. Jongeren staan vaak wan-trouwend tegenover behandelinterventies (Lodewijks, 2007), wat maakt dat er minder verandering verwacht wordt bij jongeren. Bij een verplichte behandeling is er sprake van gebrek aan motivatie, waardoor er minder verandering verwacht wordt bij een verplicht behandelkader (Drieschner, Lammers, & Van der Staak, 2004; Olver, Wor-mith, & Stockdale, 2011). Ten slotte wordt verwacht dat allochtonen minder verande-ren. Bij allochtonen is er namelijk vaak sprake van meer risicofactoren tot crimineel gedrag, zoals lage sociale positie, wonen in een achterstandswijk of geen familie ter ondersteuning (Barry, 2006; Eldering, 2006).
Methode
Het betrof een longitudinaal prospectief onderzoek met een voormeting bij de start van de behandeling (T0) en een nameting vier maanden later (T1). De gegevens werden verzameld tussen april 2015 en april 2016 bij cliënten in behandeling bij de Waag, een poliklinisch forensisch behandelcentrum en onderdeel van de Forensi-sche Zorgspecialisten. De Waag biedt behandeling aan volwassenen en jongeren (vanaf 12 jaar), die door strafbaar of grensoverschrijdend gedrag met politie en justi-tie in aanraking zijn gekomen of dreigen te komen. Het gaat voornamelijk om huiselijk geweld, andere algemene agressieve delicten, vermogensdelicten of seksueel grensoverschrijdend gedrag. Het primaire doel van de behandeling is het voorkomen dan wel het verminderen van een terugval in delict gedrag (recidive). De behandeling kan plaatsvinden in een vrijwillig of verplicht kader. Een vrijwillig kader houdt in dat de cliënt op eigen initiatief of op verwijzing van de huisarts of een andere hulpverle-ningsinstantie aan de behandeling begint. In een verplicht kader heeft de rechter be-handeling opgelegd. De reclassering treedt dan vaak op als toezichthouder.
Procedure
Bij de Waag vinden in het kader van Routine Outcome Monitoring (ROM) herhaalde metingen plaats om vorderingen in de behandeling te kunnen volgen. De FKL 18+ hoort bij het ROM-systeem van de Waag. Cliënten ontvingen een e-mail met de vraag of zij de FKL 18+ in een beveiligde omgeving digitaal willen invullen. Vaak werd de FKL 18+ ook in aanwezigheid van de behandelaar tijdens de therapiesessie afgenomen. Voorafgaand aan het invullen van de FKL 18+ kreeg de cliënt een in-structie waarin naast informatie over het doel van de vragenlijst, werd uitgelegd dat de vragenlijst uit 32 items bestaat en dat het invullen ongeveer 20 minuten duurt. De cliënt had acht weken de tijd om de FKL 18+ in te vullen. ROM-metingen vonden plaats op diverse momenten in het behandelproces: bij de start van de behandeling,
gevolgd door een viermaandelijkse ROM-cyclus gedurende de behandeling en afslui-tend aan het einde van de behandeling.
Voorlopige diagnoses werden gesteld door een psycholoog of psychiater op basis van het klinische oordeel. Tijdens het intakegesprek stelden zij vast of cliënten voldoen aan de criteria van een stoornis volgens de DSM-IV-TR (APA, 2000). Het intakegesprek duurde ongeveer 60 minuten en bestond uit een screening van on-derwerpen die relevant zijn voor de ambulante forensische zorg, waaronder de crimi-nele voorgeschiedenis en het indexdelict, gezinssituatie, opleiding en werk. Voorlopi-ge diagnoses Voorlopi-gesteld tijdens het intakeVoorlopi-gesprek werden door een multidisciplinair team (psychiater, psychotherapeuten en psychologen) in het intakeoverleg bespro-ken.
Meetinstrumenten
De Forensische Klachtenlijst voor volwassenen (FKL 18+), ontwikkeld door Van Horn, Hendriks en Kraanen (2015), meet de meest voorkomende (psychische) klach-ten bij volwassenen behandeld in de ambulante forensische ggz. De FKL 18+ is een zelfrapportage-vragenlijst bestaande uit 32 items verdeeld over acht subschalen: Agressie, Sociale Steun, Middelengebruik, Concentratie, Boosheid, Impulsiviteit, Oplossingsvaardigheden en Seksualiteit. Elke schaal omvat vier items en wordt be-antwoord op een 5-puntschaal van (1) ‘nooit’ tot (5) ‘altijd’. Een hoge score op een subschaal betekent dat de klacht in hoge mate aanwezig is. De laatste subschaal ‘Seksualiteit’ hoeft alleen ingevuld te worden door cliënten die in het heden en/of ver-leden klachten of negatieve ervaringen hebben gehad op seksueel gebied en/of bij de Waag zijn aangemeld vanwege seksueel grensoverschrijdend gedrag. Deze schaal is niet meegenomen in het huidige onderzoek. De psychometrische eigen-schappen van de FKL 18+ worden momenteel onderzocht (Van Horn).
Onderzoeksgroepen
Er worden twee verschillende onderzoeksgroepen gehanteerd. De onderzoeksgroep ten behoeve van de analyse van de verandering in klachten is een subset van de initiële onderzoeksgroep. De subset bevat alleen cliënten waarbij minimaal twee FKL 18+-metingen beschikbaar waren. Voor de analyse van meetinvariantie is het aantal metingen niet van belang en hoeven cliënten met maar één meting niet geëxcludeerd worden zodat er minder informatie verloren gaat.
Onderzoeksgroep ten behoeve van de analyse van meetinvariantie. Van de
initiële onderzoeksgroep, bestaand uit 856 cliënten, werden alle cliënten met een ASPS of een stoornis in de impulsbeheersing als primaire diagnose geïncludeerd (n=433). Verder golden de volgende exclusiecriteria: vrouwelijk, jonger dan 18 jaar en geen toestemming gegeven voor het gebruik van hun gegevens (ontbreken infor-med consent). Er bleven 301 cliënten over waarvan 99 cliënten gediagnosticeerd waren met ASPS en 202 met een stoornis in de impulsbeheersing (Kleptomanie, n=1; PES, n=44; stoornis in de impulsbeheersing NAO, n=157). De gemiddelde leef-tijd van de 301 geïncludeerde cliënten was 37.35 jaar (SD = 12.17, range = 18 - 73). Het merendeel van de cliënten (58%) meldde zich in vrijwillig kader aan voor behan-deling en was van Nederlandse afkomst (79%). Er werden t-testen voor onafhankelij-ke steekproeven en chi-kwadraattoetsen uitgevoerd om vast te kunnen stellen of er verschillen waren in leeftijd, behandelkader en land van herkomst tussen de ASPS-groep en de Impulscontrole-ASPS-groep. Er werd een significant verschil gevonden in leef-tijd (t(288) = 4.04, p <.001). Cliënten met een ASPS waren gemiddeld jonger (M = 33.37, SD = 10.7) dan cliënten met een stoornis in de impulsbeheersing (M = 39.34,
SD = 12.41). Verder kwam naar voren dat het behandelkader niet gelijk verdeeld is in
een behandeling opgelegd (verplicht behandelkader) dan cliënten met een stoornis in de impulsbeheersing.
Onderzoeksgroep ten behoeve van het meten van verandering in klachten. De
initiële subset omvatte 505 cliënten. Er golden dezelfde in- en exclusiecriteria. Verder werden alleen cliënten meegenomen die op het eerste meetmoment in de beginfase van hun behandeling zaten. Van 210 cliënten met een ASPS of een stoornis in de impulsbeheersing bleven er, na beoordeling op de exclusiecriteria, 92 cliënten over van wie 28 cliënten met ASPS en 64 met een stoornis in de impulsbeheersing (PES, n=15; stoornis in de impulsbeheersing NAO, n=49). Van de 92 cliënten die op meet-moment 1 (T1) in de beginfase van hun behandeling zaten bevonden zich ten tijde van meetmoment 2 (T2 na 4 maanden) 85 in de tussenfase en 7 in de eindfase. De gemiddelde leeftijd van de cliënten bij start van de behandeling was 39.18 jaar (SD = 12.83, range 18 - 69). De verhouding tussen cliënten met een verplichte en vrijwillige behandeling was 60/40 en 80% van de cliënten was van Nederlandse afkomst. Uit de t-testen voor onafhankelijke steekproeven en de chi-kwadraattoetsen bleek een significant verschil in leeftijd (t(90) = 2.18, p =.032) en een significant ongelijke verde-ling van behandelkader (Χ²(1, N = 92) = 7.03, p =.008). Cliënten met een ASPS wa-ren gemiddeld jonger (M = 34.86, SD = 10.16) dan cliënten met een stoornis in de impulsbeheersing (M = 41.08, SD = 13.48) en kwamen vaker in een verplicht behan-delkader.
Data-analyse
Confirmatieve Factor Analyse. Bij het testen van meetinvariantie van een vragenlijst
wordt onderzocht of de factorstructuur over subgroepen heen hetzelfde is (Van de Schoot et al., 2012). In het huidige onderzoek wordt onderzocht of de factorstructuur van de FKL 18+ hetzelfde is in de ASPS-groep en in de Impulscontrole-groep. Elke
van de seven subschalen van de FKL 18+ vormt een factor. Figuur 1 toont het basis factormodel van de FKL 18+.
Figuur 1. Basis factormodel van de FKL 18+. AGR = Agressie, SOC = Sociale Steun, MID =
Midde-lengebruik, CON = Concentratie, BOOS = Boosheid, IMP = Impulsiviteit, OPL = Oplossingsvaar-digheden.
De factorstructuur werd vast gesteld aan de hand van een Single-Group Confirmative
Factor Analysis (CFA). Daarna werd een Multi-Group Confirmative Factor Analysis
(MGCFA) uitgevoerd. Er worden zes modellen in chronologische volgorde getoetst. Bij elk model wordt er gekeken hoe goed het bij de data past en elk model wordt met het vorige model vergeleken waarbij elk model daarbij aan een strengere voorwaarde moet voldoen dan het vorige model (Milfont & Fischer, 2010). Er is sprake van meet-invariantie als aan de op elkaar voortbouwende voorwaarden is voldaan (De Boeck, Hardyns, & Pauwels, 2014). De eerste vier modellen beschrijven measurement
inva-riance, de laatste twee modellen beschrijven structural invariance (Little, 1997). De
laatste twee modellen worden beiden met model 4 vergeleken. Aan de eerste drie modellen moet voldaan worden om scores te kunnen vergelijken tussen groepen, de andere modellen zijn aanvullend (Milfont & Fischer, 2010). Om de parameters te schatten werd de Maximum likelihood methode toegepast. Hieronder worden de mo-dellen nader toegelicht.
Model 1: Configural invariance / configuratie van de factorstructuur. In dit
mo-del wordt getoetst of de factorstructuur gelijk is in beide groepen. In dat geval verto-nen de items hetzelfde patroon van factorladingen bij beide groepen.
Model 2: Metric (weak) invariance / invariantie van de factorladingen. Er wordt
getoetst of de samenhang van de items en hun factor gelijk is in beide groepen. In dat geval vertonen de items dezelfde factorladingen bij beide groepen.
Model 3: Scalar invariance / invariantie van de intercepts. Er wordt getoetst of
de manifeste scores van beide groepen in verband staan met de latente scores van beide groepen. Respondenten die dezelfde score hebben op het latente construct, hebben dan ook dezelfde score op de manifeste variabele, onafhankelijk van de groep waar ze bij horen. De itemintercepts zijn dan gelijk in beide groepen.
Model 4: Error variance invariance / invariantie van de error variantie. Er wordt
getoetst of de items het latente construct meten met dezelfde mate aan meetfouten bij beide groepen. In dat geval vertonen de items dezelfde error-variantie bij de ver-schillende groepen.
Model 5 Factor variance invariance / invariantie van de factor variantie. Er
wordt getoetst of de range van de scores op een latente factor gelijk is in beide groe-pen. In dat geval vertonen de modellen dezelfde factorvariantie bij de verschillende groepen.
Model 6 Factor covariance invariance / invariantie van de factor covariantie. Er
wordt getoetst of de verbanden tussen de latente factoren gelijk is in beide groepen. In dat geval vertonen de latente factoren dezelfde covarianties bij beide groepen.
De beoordeling van de invariantie werd gebaseerd op een aantal fit indices. In de literatuur bestaat er geen eenduidigheid over de afkapwaarden van de fit indices. Een combinatie van drie verschillende fit indices is doorgaans voldoende om een uitspraak te kunnen doen over de fit van het model (Hu & Bentler, 1999; Kline, 2010). Er werden absolute en relatieve fit indices meegenomen. Absolute fit indices bepalen hoe goed het model fit met de data (McDonald & Ho, 2002). De volgende absolute fit indices werden bekeken: Comparative Fit Indices (CFI), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) en Standardized Root Mean Residual (SRMR). Om uitspra-ken te kunnen doen over het verschil in model fit, beschreven door relatieve fit indi-ces, werd de chi-kwadraattoets (Χ²) toegepast en verschilscores in CFI (ΔCFI) beke-ken. De chi-kwadraattoets toetst het verschil tussen de data en de gefitte covariantie matrixen (Hu & Bentler, 1999). Bij een significant chi-kwadraattoets is er sprake van een verschil tussen de data en de gefitte covariantie matrixen en wordt de hypothese van meetinvariantie vervolgens verworpen. Omdat de chi-kwadraattoets gevoelig is
voor grote steekproeven (Hu & Bentler, 1999), werden ook de verschilscores in CFI (ΔCFI) bekeken. Tabel 1 geeft de afkapwaarde per index weer. De analyses werden gedaan met R versie 3.2.3 met het lavaan pakket versie 0.5-20.
Tabel 1
Afkapwaarden per index
Fit Index Afkapwaarde
CFI >.90 = goed (Hair et al., 2010)
RMSEA .05 - .08 = goed (Gaskin, 2011; Hair et al., 2010, Kline, 2010) SRMR <.08 = goed (Hair et al., 2010; Hu & Bentler, 1999)
ΔCFI <.01 = goed (Cheung & Rensvold, 2002)
Χ²diff p >.05 = goed (Gaskin, 2011)
Noot. CFI = Comparative Fit Index, RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation, SRMR = Standardized Root Mean Square Residual, Χ2diff= verandering in kwadraat, p = p-waarde uit chi-kwadraattoets, ΔCFI = verandering in CFI
Herhaalde metingen variantieanalyse. Om een vergelijking te kunnen maken in
ver-andering van de klachten in beide stoornisgroepen werden herhaalde metingen vari-antieanalyses toegepast. Meetmoment was de within- en stoornis de between-subjects variabele. Er werd gekozen om leeftijd en behandelkader mee te nemen als covariaten, omdat eerdere analyses hebben laten zien dat deze variabelen signifi-cant verschillen tussen de twee stoornisgroepen. Signifisignifi-cante effecten zouden dus niet alleen verklaard kunnen worden door de stoornis, maar ook door leeftijdsver-schillen of een verschil in behandelkader.
Als eerste stap werd een multivariate herhaalde metingen variantieanalyse (herhaalde metingen MANOVA) toegepast. Er werd naar een overall effect gekeken van meetmoment en stoornis op verandering in klachten. Bij een herhaalde metingen MANOVA worden meerdere afhankelijke variabelen beschouwd, zodat er rekening
gehouden moet worden met de assumptie van multivariate normaliteit, dat wil zeggen dat alle afhankelijke variabelen en combinaties van variabelen normaal verdeeld zijn. Om multivariate normaliteit te testen werd de univariate normaliteit, lineariteit en ho-moscedasticiteit van elke individuele variabele bekeken (Tabachnick & Fidell, 2013). Een tweede assumptie bij de herhaalde metingen MANOVA is dat de varianties van de afhankelijke variabele gelijk zijn en de correlaties tussen de afhankelijke variabe-len gelijk zijn. Er werd getest of de variance-covariance-matrices gelijk zijn bij beide groepen (Field, 2009).
Als tweede stap werden univariate herhaalde metingen variantieanalyses (herhaalde metingen ANOVA’s) per subschaal uitgevoerd, om de effecten van meetmoment en stoornis op de verandering in klachten te specificeren voor elke subschaal. Er moet rekening worden gehouden met de assumptie van homogeniteit van de varianties. Levene’s test toetst de hypothese dat de varianties gelijk zijn in beide groepen (Field, 2009). Een tweede assumptie is sfericiteit. Sfericiteit houdt in dat de varianties van de verschillen tussen de groepen overeenkomen en indiceert dat de groepen onafhankelijk zijn van elkaar. Mauchley’s test toetst de hypothese dat de varianties van de verschillen gelijk zijn (Field, 2009). In dit onderzoek echter wer-den maar twee meetmomenten meegenomen, waardoor de assumptie van sfericiteit buiten beschouwing gelaten kan worden.
Resultaten Meetinvariantie
Als eerste stap werd er aan de hand van een confirmatieve factor analyse gekeken of de FKL 18+ meetinvariant is voor de stoornisgroepen. Er werden zes modellen getoetst om vast te stellen of de factorstructuur hetzelfde is in de ASPS-groep en in de Impulscontrole-groep. Tabel 2 geeft de gevonden fit indices weer per model.
Tabel 2
Fit indices per model
n = 301 CFI RMSEA SRMR X²diff p ΔCFI
Baseline model .917 .062 .058 Model 1 .894 .071 .065 Model 2 .890 .071 .072 39.95 .008 .00411 Model 3 .884 .072 .074 45.95 .001 .00532 Model 4 .870 .074 .076 92.78 <.001 .01383 Model 5 .869 .075 .110 15.13 .034 .00174 Model 6 .866 .075 .115 41.78 .004 .00445
Noot. CFI = Comparative Fit Index, RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation, SRMR = Standardized Root Mean Square Residual, Χ2diff= verandering in kwadraat, p = p-waarde uit chi-kwadraattoets, ΔCFI = verandering in CFI
1
Voor vergelijking model 2 met model 1
2
Voor vergelijking model 3 met model 2
3
Voor vergelijking model 4 met model 3
4
Voor vergelijking model 5 met model 4
5
Voor vergelijking model 6 met model 4
Het baseline model leverde een goede fit op. Alle fit indices zijn goed te noemen. Het baseline model was het enige model dat boven de afkapwaarde van de CFI viel (CFI =.917 >.90). Alle volgende modellen haalden in onvoldoende mate de kritische waar-de voor waar-de CFI. Overige absolute fit indices zijn acceptabel te noemen. Alle mowaar-dellen vielen binnen de afkapwaarden voor de RMSEA (.05 - .08). Model 1 tot en met 4 la-gen daarnaast onder de afkapwaarde van de SRMR (>.08). Wat betreft de fit indices voor de RMSEA zijn dus alle modellen goed te noemen; wat betreft de fitindices voor de SRMR zijn de eerste vier modellen goed te noemen. Alle modellen toonden een significante chi-kwadraattoets. Dit impliceert dat de fit van alle modellen significant slechter was dan de fit van het telkens voorgaande model. De verschilwaarden in CFI echter zijn goed te noemen (ΔCFI >.01), behalve voor model 4 in vergelijking met model 3 (ΔCFI =.0138). Wat betreft de relatieve fit indices moet dus volgens de
chi-kwadraattoets de assumptie van meetinvariantie worden verworpen; wat betreft de fitindices voor de verschilscores in CFI echter zijn alle modellen, behalve model 4, goed te noemen.
Hu en Bentler (1999) en Kline (2010) stellen dat een combinatie van drie ver-schillende fit indices voldoende is om een uitspraak te kunnen doen over de fit van het model. Milton en Fischer (2010) stellen verder dat er alleen aan de eerste drie modellen voldaan moet worden, om vergelijkingen te mogen doen tussen twee groe-pen. De fit van model 1 is goed; alle fit indices voldoen aan de eisen. De fit van mo-del 2 en 3 is acceptabel. De fitindices van momo-del 2 en 3 voldoen aan de afkapwaar-den van de RMSEA en de SRMR. Over model 1 tot en met 3 kan vervolgens gesteld worden dat ze een goede fit met de data hadden. Wat betreft het verschil in fit met het vorige model passen de modellen volgens de chi-kwadraattoets significant slech-ter bij de data dan het voorafgaande model, maar ligt de verschilscore in CFI wel on-der de afkapwaarde. Er kan dus nog steeds geconcludeerd worden dat de FKL 18+ voldoende meetinvariant is om een vergelijking te kunnen doen tussen ASPS en stoornissen in de impulsbeheersing
Verandering in (psychische) klachten
Als tweede stap wordt er aan de hand van herhaalde metingen variantieanalyses gekeken of er verandering plaats vindt over de meetmomenten heen en of de veran-dering verschilt per stoornisgroep. Daarvoor werd eerst een herhaalde metingen-MANOVA uitgevoerd, om een overall effect van meetmoment en stoornis op de ver-andering in klachten te onderzoeken. Daarna werden herhaalde metingen-ANOVA’s per subschaal uitgevoerd, om naar de specifieke effecten van meetmoment en stoor-nis op de verandering in klachten per subschaal te kijken.
De herhaalde metingen-MANOVA voldeed aan de assumpties en leverde een significant interactie-effect op voor meetmoment en stoornis, F(7,82) = 3.42, p =.003,
η² = 0.23. Dit betekent dat de verandering in (psychische) klachten verschilt tussen
de stoornisgroepen. Om dit resultaat te specificeren, werd naar de herhaalde metin-gen-ANOVA’s per subschaal gekeken. De ANOVA’s voldeden aan de assumpties, behalve aan de assumptie van homogeniteit van de varianties bij subschaal agressie op meetmoment 2. Hiermee moet rekening worden gehouden bij de interpretatie van de effecten. Er was een significant interactie-effect van meetmoment en stoornis op de subschalen Agressie (F(1,91) = 10.56, p =.002, η² = 0.11) en Middelengebruik (F(1,91) = 4.41, p =.039, η² = 0.048). Descriptieve statistieken laten zien dat bij cliën-ten met een ASPS de afname in agressie en middelengebruik groter is dan bij stoor-nissen in de impulsbeheersing (Tabel 3). T-tests voor onafhankelijke steekproeven werden niet significant. Er kan geconcludeerd worden dat er wel een verschil is tus-sen de stoornistus-sen in de verandering in klachten, dat cliënten met een ASPS echter, in tegenstelling tot de verwachting, juist meer verbeteren dan cliënten met een stoor-nis in de impulsbeheersing. Dit geldt voor agressie en middelengebruik. Interactie-effecten op overige subschalen werden niet significant.
Er werd verder een significant hoofdeffect van meetmoment op subschaal Agressie (F(1,91) = 7.37, p =.008, η² = 0.077) en Middelengebruik (F(1,91) = 4.09, p =.046, η² = 0.044) gevonden. Bij beide stoornisgroepen nemen dus agressie en mid-delengebruik in significante mate af in de loop van de tijd. Op alle andere subschalen werden de effecten niet significant.
Tot slot werd er een significant hoofdeffect gevonden van stoornis op sub-schalen Concentratie (F(1,91) = 7.66, p =.007, η² = 0.08) en Impulsiviteit (F(1,91) = 8.01, p =.006, η² = 0.083). Cliënten met een ASPS ervaren over de twee meetmo-menten heen meer concentratie- en meer impulsiviteitsklachten dan cliënten met een stoornis in de impulsbeheersing (Tabel 3).
Tabel 3
Gemiddelden en standaard deviaties voor elke subschaal per meetmoment bij cliën-ten met ASPS vs. stoornis in de impulsbeheersing
Meetmoment 1 Meetmoment 2
ASPS Stoornis in de im-pulsbeheersing
ASPS Stoornis in de im-pulsbeheersing M SD M SD M SD M SD Agressie 7.21 3.50 6.00 2.31 5.25 1.46 5.58 2.17 Sociale Steun 11.39 5.03 11.16 4.02 11.00 4.49 10.88 4.30 Middelengebruik 7.11 3.94 6.06 3.38 5.50 2.41 5.69 2.87 Concentratie 11.75 4.01 10.39 3.63 11.00 3.62 9.17 3.02 Boosheid 11.75 4.45 11.27 3.90 10.93 3.63 9.73 3.46 Impulsiviteit 10.54 3.63 8.67 3.02 9.57 3.06 8.09 2.57 Oplossingsvaardigheden 10.93 3.69 10.91 2.95 10.07 3.08 9.89 3.26
In de analyses werd gecontroleerd voor leeftijd en behandelkader. Er werd een signi-ficant hoofdeffect gevonden van behandelkader op alle subschalen behalve Midde-lengebruik. Cliënten die in een vrijwillig kader behandeld worden ervaren over de twee meetmomenten heen meer psychische klachten dan cliënten in een verplicht behandelkader. De resultaten van de analyse, inclusieve descriptieve statistieken, kunnen bij de auteur opgevraagd worden.
Discussie
In dit onderzoek werd met de FKL 18+ verandering in (psychische) klachten gemeten bij delinquenten met een ASPS en delinquenten met een stoornis in de impulsbe-heersing. Verwacht werd dat bij ASPS minder verandering zou plaatsvinden dan bij
een stoornis in de impulsbeheersing, omdat persoonlijkheidsstoornissen (waaronder ASPS) zich persistenter voordoen dan klinische symptoomstoornissen (waaronder stoornissen in de impulsbeheersing) (Lenzenweger, 1999; Lenzenweger & Clarkin, 2005; Skodol et al., 2005).
Om een betrouwbare vergelijking te kunnen maken tussen ASPS en stoornis-sen in de impulsbeheersing, werd eerst onderzocht of de FKL 18+ meetinvariant is voor deze stoornissen. Meetinvariantie betekent dat de vragenlijst hetzelfde construct meet in beide groepen. Er werden zes modellen middels een MGCFA getoetst. De eerste drie modellen vielen binnen de afkapwaarden van drie fit indices. De FKL 18+ is daarmee voldoende meetinvariant om op basis hiervan ASPS en stoornissen in de impulsbeheersing te kunnen vergelijken (Hu & Bentler, 1999; Kline, 2010; Milton & Fischer, 2010).
Uit de daarop volgende herhaalde metingen - variantieanalyses kwam naar voren dat er verandering plaatsvindt in agressie en middelengebruik gedurende de behandeling. De mate van verandering in agressie en middelengebruik verschilt tus-sen de stoornistus-sen. Echter vindt, in tegenstelling tot de verwachtingen, bij ASPS meer verandering plaats dan bij stoornissen in de impulsbeheersing. Dat zich ASPS persistenter voordoet dan stoornissen in de impulsbeheersing, kan hier dus niet be-vestigd worden. Cliënten met een ASPS ervaren wel in hogere mate klachten in con-centratie en impulsiviteit. Er zijn dus enige aanwijzingen dat de pathologie sterker aanwezig is bij ASPS dan bij stoornissen in de impulsbeheersing.
Wetenschappelijke literatuur kan de ernst van pathologie bij persoonlijkheids-stoornissen aantonen (Skodol et al., 2005). Verder is bekend dat impulsiviteit een veel voorkomend kenmerk is bij ASPS (Swann et al., 2009) en dat er een negatief verband is tussen antisociaal gedrag en executief functioneren (Morgan & Lilienfeld, 2000). Voorts toont wetenschappelijke literatuur dat agressie en middelengebruik
symptomen zijn die vaak voorkomen bij zowel ASPS als bij stoornissen in de impuls-beheersing (Krueger et al., 2005). Dat zich effecten voordoen op de schalen Agres-sie, Middelengebruik, Impulsiviteit en Concentratie is dus verenigbaar met de litera-tuur. Echter, het gevonden effect van meer verandering bij ASPS dan bij stoornissen in de impulsbeheersing komt niet overeen met de literatuur. Alhoewel ervan uit wordt gegaan dat er wel verandering plaats kan vinden bij persoonlijkheidsstoornissen, zou deze verandering in mindere mate en langzamer verlopen dan bij klinische symp-toomstoornissen (Verheul, 2003).
Concluderend blijft het belangrijk een verschil te kennen tussen ASPS en stoornissen in de impulsbeheersing en de behandeling aan te passen aan de stoor-nis. Er zou alsnog ervoor gekozen worden ASPS intensief te behandelen, omdat de ernst van de klachten bij een ASPS hoog is. Daarbij kan de behandeling wel kortdu-rend zijn, omdat er geen aanwijzingen gevonden konden worden dat ASPS zich per-sistenter voordoet dan stoornissen in de impulsbeheersing. Het inzetten van de opti-male dosis aan behandeling zal een hoge effectiviteit en lage kosten van de behan-deling waarborgen (Howard et al., 2003).
Beperkingen
Voor het besproken hypothesen-disconform effect dat er meer verandering plaats vindt bij ASPS dan bij stoornissen in de impulsbeheersing, zijn verschillende verkla-ringen mogelijk. Het zou kunnen dat cliënten met een ASPS daadwerkelijk meer ver-anderen dan cliënten met een stoornis in de impulsbeheersing of dat de behandeling beter werkte voor cliënten met een ASPS dan voor cliënten met een stoornis in de impulsbeheersing. Bij de interpretatie van de resultaten van het huidige onderzoek moet echter rekening worden gehouden met een aantal beperkingen.
Ten eerste voldeden niet alle fit indices aan de afkapwaarden voor meetinva-riantie. Inhoudelijke verschillen zouden veroorzaakt kunnen zijn door dat in de
ASPS-groep de concepten anders begrepen werden dan in de impulscontrole-ASPS-groep. De assumptie van pure meetinvariantie bestaat echter alleen in theorie. In de praktijk wordt aan deze assumptie zelden voldaan (Milfont & Fischer, 2010). Bij volstaan aan drie fitindices bij de eerste drie modellen, zoals gegeven in dit onderzoek, zijn verge-lijkingen tussen groepen toegestaan.
Ten tweede was de indeling in stoornisgroepen gebaseerd op voorlopige dia-gnoses van een ASPS of een stoornis in de impulsbeheersing die na maximaal twee intakegesprekken en zonder uitgebreid diagnostisch onderzoek, maar op basis van de klinische indruk werden gesteld. De stoornissen zouden verkeerd geclassificeerd kunnen zijn, omdat ze moeilijk uit elkaar gehouden kunnen worden (Verheul, 2003). De symptomen overlappen en er kan na een korte kennismaking nog weinig inzicht bestaan over de ernst van de klachten en hoe lang deze al aanhouden. De diagnose ASPS wordt ook vaak gesteld als de problemen groot en de behandelmogelijkheden van de cliënt als beperkt worden ingeschat (Verheul, 2003) wat evenals kan leiden tot verkeerd gestelde diagnoses. Bovendien moet de categoriale benadering van het DSM-IV, die ASPS strikt scheidt van stoornissen in de impulsbeheersing, kritisch be-schouwd worden. In het nieuwe DSM-V wordt een dimensionale benadering voorge-steld die de overlap van de stoornissen kan rechtvaardigen (APA, 2013; Coccaro, 2012; Krueger et al., 2005; Van Marle, 2014) en beter aansluit bij de etiologische co-herentie van de stoornissen (Coccaro, Kavoussi, Berman & Lish, 1998; Few, Lynam & Miller, 2015; Tromp & Kroot, 2009). Hiernaar wordt ervan uitgegaan dat ASPS en stoornissen in de impulsbeheersing horen bij hetzelfde spectrum van externaliseren-de psychopathologie (APA, 2013; Krueger et al., 2005). De scheiding tussen externaliseren-de stoornissen die gemaakt werd in dit onderzoek, doet dus waarschijnlijk geen recht aan de realiteit. Verkeerd gestelde diagnoses, als gevolg van conceptueel overlap of als gevolg van beperkt inzicht van de behandelaar in de problematiek van de cliënt,
zouden een verklaring kunnen zijn, waarom er weinig effecten zijn gevonden en dat de gevonden effecten alleen beperkt conform zijn met de hypothesen.
Ten derde worden in dit onderzoek alleen data meegenomen van twee meet-momenten over de duur van vier maanden. Dit is een korte periode om al verande-ring vast te kunnen stellen (Bender et al., 2001). Een mogelijke verklaverande-ring voor het hypothese-disconform effect zou dan ook kunnen zijn dat de periode te kort was om betrouwbare uitspraken te kunnen doen over de verandering in (psychische) klachten door behandeling. Het zou ook kunnen zijn dat cliënten met een ASPS de eerste vier maanden meer veranderen en er pas op lange termijn minder verandering is bij cliën-ten met ASPS in vergelijking met cliëncliën-ten met een stoornis in de impulsbeheersing.
Ten vierde moet er worden opgemerkt dat de FKL 18+ een zelfrapportage vragenlijst is waardoor resultaten beïnvloed kunnen zijn door een beperkt zelfinzicht van de cliënt of door sociaal wenselijk antwoordgedrag. Misschien overschatten cli-enten met een ASPS hun verandering of geven ze aan sneller te verbeteren om ook sneller van een behandeling af te zijn.
Ten vijfde zijn resultaten gebaseerd op een specifieke onderzoeksgroep van Nederlandse forensische cliënten. Resultaten zijn alleen beperkt generaliseerbaar op andere groepen.
Toekomstig onderzoek
Toekomstig onderzoek zou zich naar aanleiding van deze studie verder kunnen rich-ten op de overlappen en verschillen van ASPS en stoornissen in de impulsbeheer-sing. Overlappen en verschillen te kennen zou het stellen van een diagnose optimali-seren. Met oog op het nieuwe DSM-V dat én ASPS én stoornissen in de impulsbe-heersing classificeert onder externaliserende stoornissen, blijft het belangrijk de stoornissen goed af te baken met het doel de behandeling effectief toe te kunnen passen op de stoornis.
Referentielijst
American Psychiatric Association (2000). Diagnostic and statistical manual of mental
disorders (4th ed., text rev.). Washington, DC: American Psychiatric
Publish-ing.
American Psychiatric Association (2001). Beknopte handleiding bij de diagnostische
criteria van de DSM-IV-TR. Lisse: Swets & Zeitlinger
American Psychiatric Association (2013). Diagnostic and statistical manual of mental
disorders (5th ed.). Washington, DC: American Psychiatric Publishing.
Barry, M. (2006). Youth offending in transition: The search of social recognition. Ab-ingdon: Routledge.
Bender, D.S., Dolan, R.T., Skodol, A.E., Sanislow, C.A., Dyck, I.R., McGlashan, T.H., Shea, M.T., Zanarini, M.C., Oldham, J.M., Gunderson, J.G. (2001). Treatment utilization by patients with personality disorders. American Journal of
Psychia-try, 158, 295-302.
Bernard, J., Appelo, M., Scholing, A., & Kok, F. (2003). De periodieke explosieve stoornis: richtlijnen voor de behandeling. Directieve therapie, 23(1), 5-12. Blair, J., Mitchell, D., & Blair, K. (2005). What is psychopathy? In J. Blair, D. Mitchell,
& K. Blair, The psychopath: Emotion and the brain (pp. 1-17). New Jersey: Willey Blackwell.
Cheung, G. W. & Rensvold, R.B. (2002). Evaluating goodness-of-fit indexes for test-ing measurement invariance. Structural Equation Modeltest-ing, 9(2), 233-255. Clark, L.A. (2009). Stability and change in personality disorder. Current directions in
psychological science, 18(1), 27-31.
Coccaro, E.F. (2012). Intermittent explosive disorder as a disorder of impulsive ag-gression for DSM-5. American journal of psychiatry, 169, 577-588.
Coccaro, E.F., Kavoussi, R.J., Berman, M.E., & Lish, J.D. (1998). Intermittend explo-sive disorder-revised: development, reliability, and validity of research criteria.
Comprehensive Psychiatry, 39(6), 368-376.
De Boeck, A., Hardyns, W., & Pauwels, L. (2014). Het probleem van meetinvariantie bij het vergelijken van subgroepen op basis van somscores. Tijdschrijft voor
criminologie, 56(1), 42-59.
Drieschner, K.H., Lammers, S.M.M. & Van der Staak, C.P.F. (2004). Treatment moti-vation: An attempt for clarification of an ambiguous concept. Clinical
Psycho-logy Review, 23, 1115-1137.
Eldering, L. (2006). Cultuur en opvoeding. Interculturele pedagogiek vanuit
ecolo-gisch perspectief (4de ed.). Rotterdam: Lemniscaat.
Few, L.R., Lynam, D.R., & Miller, J.D. (2015). Impulsivity-related traits and their rela-tion to DSM-5 secrela-tion II and III personality disorders. Personality Disorders:
Theories, Research, and Treatment, 6(3), 261-266.
Field, A. (2009). Discovering statistics using SPSS (3rd ed.). California: Sage.
Frances, A., & Ross, R. (2001). DSM-IV-TR case studies: A clinical guide to
differen-tial diagnosis. Washington, DC: American Psychiatric Publishing.
Gaskin, J. (2011). Model fit during a Confirmatory Factor Analysis (CFA) in AMOS. Gaskination’s Statistics. http://youtube.com/Gaskination.
Grant, J.E., Levine, L., Kim, D., & Potenza, M.N. (2005). Impulse control disorders in adult psychiatric inpatients. American Journal of Psychiatry, 162(11), 2184-2188.
Hair, J., Black, W., Babin, B., & Anderson, R. (2010). Multivariate Data Analysis (7th ed.). New York, NJ: Prentice-Hall.
Hatchett, G.T. (2015). Treatment guidelines for clients with antisocial personality dis-order. Journal of Mental Health Counseling, 37(1), 15-27.
Hollander, E., & Rosen, J. (2000). Impulsivity. Journal of Psychopharmacology,
14(2), 39-44.
Horn, J.E. van. The forensic symptoms inventory (FSI): Measurement and structural invariance across gender.
Horn, J.E. van., Hendriks, J., & Kraanen, F. (2015). Forensische Klachtenlijst (FKL) 18+. Handleiding. Versie 2015. Utrecht: De Waag.
Howard, K.I., Kopta, S.M., Krause, M.S., & Orlinsky, D.E. (1986). The dose-effect relationship in psychotherapy. American Psychologist, 41, 159–164.
Hu, L., & Bentler, P.M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation
Modeling, 6(1), 1-55.
Kline, R.B. (2010). Principles and practice of structural equation modeling (3rd ed.). New York, NY: The Guilford Press.
Kopta, S.M. (2003). The dose-effect relationship in psychotherapy: A defining achievement for dr. Kenneth Howard. Journal of Clinical Psychology, 59, 727-733.
Krueger, R.F., Markon, K.E., Patrick, C.J., & Iacono, W.G. (2005). Externalizing psy-chopathology in adulthood: A dimensional-spectrum conceptualization and its implications for DSM-V. Journal of Abnormal Psychology, 4, 537-550.
Lenzenweger, M.F. (1999). Stability and change in personality disorder features. The longitudinal study of personality disorders. Archives of general Psychiatry, 56, 1009-1015.
Lenzenweger, M.F. & Clarkin, J.F. (2005). Major theories of personality disorder (2nd ed.). New York, NY: The Guilford Press.
Little, T.D. (1997). Mean And Covariance Structures (MACS) analyses of cross-cultural data: Practical and theoretical issues. Multivariate Behavioral
Re-search, 32, 53-76.
Lodewijks, H.P.B. (2007). Interventies bij jongeren in justitiële behandelinrichtingen: de stand van zaken. Tijdschrift voor Psychotherapie, 33, 82-101.
Marle, H.J.C. van. (2014). Impulscontrole-, gedrags- en persoonlijkheidsstoornissen in de DSM-5: geen leeftijds- en categorische afgrenzing meer. Tijdschrift voor
Psychiatrie, 56, 201-205.
McDonald, R.P. & Ho, M.H.R. (2002). Principles and practice in reporting statistical equation analyses. Psychological Methods, 7, 64-82.
Milfont, T.L. & Fischer, R. (2010). Testing measurement invariance across groups: Applications in cross-cultural research. International Journal of Psychological
Research, 3(1), 111-121.
Moran, P. (1999). The epidemiology of antisocial personality disorder. Social
Psychi-atry and Psychiatric Epidemiology, 34, 231-242.
Morgan, A.B., & Lilienfeld, S.O. (2000). A meta-analytic review of the relation be-tween antisocial behavior and neuropsychological measures of executive func-tioning. Clinical Psychology Review, 20(1), 115-156.
Olver, M.E., Wormith, J.S. & Stockdale, K.C. (2011). A meta-analysis of predictors of offender treatment attrition and its relationships to recidivism. Journal of
Con-sulting and Clinical Psychology, 79, 6-21.
Schoot, R. van de., Lugtig, P., & Hox, J. (2012). A checklist for testing measurement invariance. European Journal of Developmental Psychology, 9(4), 486-492. Skeem, J.L., Polaschek, D.L.L., Patrick, C.J., & Lilienfeld, S.O. (2011). Psychopathic
personality: Bridging the gap between scientific evidence and public policy.
Skodol, A. E., Gunderson, J.G., Shea, M.T., McGlashan, T.H., Morey, L.C., Sanislow, C.A., Bender, D.S., Grilo, C.M., Zanarini, M.C., Yen, S., Pagano, M.E., & Stout, R.L. (2005). The collaborative longitudinal personality disorders study (CLPS): Overview and implications. Journal of Personality Disorders, 19(5), 587-501.
Swann, A.C., Lijffijt, M., Lane, S.D., Steinberg, J.L., & Moeller, F.G. (2009). Trait im-pulsivity and response inhibition in antisocial personality disorder. Journal of
Psychiatric Research, 43, 1057-1063.
Tabachnik, B.G., Fidell, L.S. (2013). Using multivariate statistics (6th ed.). Upper Saddle River, NJ: Pearson.
Tromp, N.B., & Koot, H.M. (2009). Dimensions of personality pathology in adoles-cents: relations to DSM-IV personality disorder symptoms. Journal of
Persona-lity Disorders, 23(5), 514-527-
Verheul, R. (2003). De behandeling van persoonlijkheidsstoornissen: wetenschappe-lijke bevindingen en praktische richtlijnen. Psychopraxis, 5, 58-64.
