Intiem Partnergeweld: De Rol van Controle
Annelot Kamphuis Universiteit van Amsterdam
3
Naam: Annelot Kamphuis
Studentnummer: 11042125
Master: Klinische Forensische Psychologie Instelling: Universiteit van Amsterdam
Faculteit der Maatschappij- en Gedragswetenschappen Supervisoren: Bruno Verschuere (UvA) en Joan van Horn (De Waag)
5 Samenvatting
Partnergeweld is een erg heterogeen fenomeen Een belangrijke oorzaak van deze
heterogeniteit is volgens Johnson (1995) de mate waarin plegers controle willen hebben over hun partner, waarbij controlerende plegers vaker man zijn, vaker en ernstiger geweld plegen, en het geweld voornamelijk van een kant komt (i.e., hun partner beduidend minder geweld pleegt). In dit onderzoek is de rol van controle onderzocht bij een ambulante populatie plegers van huiselijk geweld (N = 217) van de Waag. Uit de resultaten bleek dat plegers die meer controlerend waren vaker en ernstiger geweld pleegden. Vrouwen bleken, in tegenstelling tot de verwachting, meer controlerend dan mannen. Dit onderzoek laat zien dat de drang naar controle een belangrijke factor is om rekening mee te houden in de beoordeling en wellicht ook behandeling van partnergeweld. De verdere implicaties van de bevindingen en de beperkingen van huidig onderzoek worden in de discussie besproken.
6 Onderzoek naar huiselijk geweld is relatief jong in vergelijking met onderzoek naar algemeen geweld. Voor de jaren ’70 bemoeide niemand zich met wat er zich ‘achter de voordeur’ afspeelde. Hier kwam pas sinds de jaren ’70 aandacht voor (De Ruiter, 2011). Huiselijk geweld wordt gedefinieerd als ‘een aantasting van de persoonlijke integriteit van het slachtoffer door iemand uit de huiselijke kring van het slachtoffer’ (Van Dijk, Flight,
Oppenhuis, & Duesmann, 1997). Het is de meest voorkomende vorm van geweld in
Nederland met de meeste slachtoffers en het komt voor in alle lagen van de samenleving (Van der Veen & Bogaerts, 2010). In huidig onderzoek zal specifiek gefocust worden op
partnergeweld. Partnergeweld is lichamelijk geweld of een poging of dreiging daartoe door een huidige of ex-partner (Kropp, Hart, & Belfrage, 2005). Uit het onderzoek van Van Dijk en collega’s (1997) bleek dat 45% van de Nederlandse bevolking ooit slachtoffer is geweest van partnergeweld. Bij 27% kwam het geweld wekelijks voor en bij 21% duurde het geweld langer dan vijf jaar. Het is echter lastig om de prevalentie goed in te schatten, omdat lang niet alle slachtoffers aangifte doen, waardoor er sprake is van een groot ‘dark number’. Wel is het aantal aangiftes gestegen: waar in 1997 12% aangifte deed van huiselijk geweld steeg dit percentage naar 20% in 2010 (Van der Veen & Bogaerts, 2010). Niet alleen het dark number maar ook methodologische verschillen in onderzoek zorgen voor variaties in
prevalentiecijfers. Zo worden er in steekproeven uit vluchthuizen andere cijfers gevonden dan in algemene bevolkingsenquêtes. Zo bleek uit cijfers van een bevolkingsenquête dat het gemiddelde aantal incidenten per slachtoffer zes per jaar was, maar in een onderzoeksgroep uit een vluchthuis lag dat aantal op vijftien. Ook zijn vluchthuisdata vaak enkel gebaseerd op vrouwelijke slachtoffers en mannelijke daders. In enquêtestudies ligt de verhouding tussen mannelijke en vrouwelijke geweldsplegers meer in balans (Okun, 1986; Straus & Gelles, 1986).
7 Er zijn twee – tegenover elkaar staande – stromingen die het ontstaan en in stand
houden van huiselijk geweld verklaren: het feministische perspectief en het
familiegeweldperspectief. Het feministische perspectief is gebaseerd op de aanname dat partnergeweld het resultaat is van onderdrukking van vrouwen door mannen in een
patriarchaal systeem (Dobash & Dobash, 1979). Plegers zijn bijna exclusief mannen en als vrouwen al geweld plegen is het vanuit zelfverdediging. Het geweld is ernstig en langdurig (Dobash & Dobash, 1979). Partnergeweld komt volgens deze stroming voort uit historische en hedendaagse machtsverschillen tussen mannen en vrouwen, van wie de laatsten
ondergeschikt zijn en blijven door verschillende controletactieken, waaronder intimidatie en isolatie (McPhail, Busch, Kulkarni, & Rice, 2007). Het familiegeweldperspectief daarentegen ziet geweld binnen huiselijke kring als een reactie op stress. Uit onderzoek waarop dit
perspectief zich baseert, is gebleken dat partnergeweld even vaak wordt gepleegd door mannen als door vrouwen en dat de frequentie van het geweld onder de algemene bevolking hoog is (16%), maar de frequentie van het aantal incidenten per slachtoffer laag (ongeveer 6 per jaar) (Straus & Gelles, 1986).
In 1995 kwam Johnson met een verklaring waarom – anders dan door methodologische factoren – deze perspectieven andere prevalentiecijfers laten zien. Johnson stelde dat het verschil in cijfers met betrekking tot de frequentie, ernst, wederkerigheid, escalatie en de geslachtsverdeling van partnergeweld toe te schrijven is aan het feit dat er twee verschillende dingen werden beschreven. Volgens Johnson (1995) zijn er twee verschillende vormen van partnergeweld, namelijk intieme terreur en situationeel partnergeweld. Deze twee vormen verschillen in frequentie, ernst, wederkerigheid, geslachtsverdeling, escalatie en
onderliggende dynamiek. Het feit dat het feministische perspectief en het
familiegeweldperspectief zo van elkaar verschilden, schreef Johnson toe aan het feit dat ze het beiden over een andere vorm van partnergeweld hadden.
8 Intieme terreur (oorspronkelijk patriarchaal terrorisme genoemd in Johnson, 1995) is het product van patriarchale tradities waarin mannen macht hebben over vrouwen. Deze vorm van geweld wordt gekenmerkt door de systematische controle van vrouwen door mannen. Deze controle kan gewelddadig zijn, maar is dat niet uitsluitend. Er bestaan naast geweld ook andere controletactieken zoals isolatie, bedreiging, intimidatie en economisch misbruik. Situationeel partnergeweld is het product van stress en conflict. Bij deze vorm van
partnergeweld zijn vrouwen even vaak dader als mannen. De onderliggende dynamiek van dit type geweld wordt gevormd door conflicten tussen partners die uit de hand lopen en waarbij minder ernstige vormen van geweld worden gebruikt door beide partners.
Wat deze twee typen van elkaar onderscheidt is volgens Johnson (1995) de drang naar controle. Daders van intieme terreur willen controle over hun partner in het algemeen. Ze gebruiken verschillende tactieken om die controle te handhaven, waar geweld er een van is. Onderzoekers en hulpverleners moeten zich volgens hem dus niet blind staren op het geweld, omdat daders hun partner ook ernstig kunnen onderdrukken door het gebruik van
niet-gewelddadige tactieken. Bij situationeel partnergeweld is er volgens Johnson (1995) geen sprake van drang naar controle over de partner, maar meer naar controle over een situatie. Conflicten tussen partners kunnen soms uit de hand lopen waardoor zij geweld gaan
gebruiken om controle te krijgen over het conflict. Waar in het vervolg over ‘controle’ wordt gesproken, wordt daarmee bedoeld de controle over de partner.
Johnson (1995) maakte op basis van controle een categoriale indeling van
partnergeweld met aan de ene kant situationeel partnergeweld, waarbij daders weinig drang hebben naar controle over hun partner, en aan de andere kant intieme terreur, waarbij daders veel drang hebben naar controle over de partner. Echter, hij geeft zelf ook toe dat controle opgevat kan worden als een continue variabele omdat daders in een bepaalde mate controle kunnen willen hebben (Johnson, 2010). De grens die gekozen wordt om hoge van lage
9 controle te onderscheiden is vaak arbitrair. In huidig onderzoek is daarom besloten om de drang naar controle over de partner te benaderen als continue factor en de typologie van de twee dadergroepen los te laten.
Controle zou dus volgens Johnson (1995) de cruciale factor zijn die zorgt voor
verschillen in een aantal aspecten van partnergeweld. Ten eerste is er een verschil wat betreft geslachtverdeling. Bij een hogere mate van controle is het geweld vaker
gender-asymmetrisch: er zijn veel meer mannelijke daders dan vrouwelijke (Dobash, Dobash, Wilson, & Daly 1992). Bij lagere mate van controle is het geweld daarentegen meer gender-symmetrisch. Hier zijn mannen even vaak dader als vrouwen (Straus & Gelles, 1986). Ook is er een verschil wat betreft wederkerigheid (Johnson, 1995). Bij een lagere mate van controle plegen beide partners even vaak geweld (Stets & Straus, 1990). Bij hoge mate van controle komt het geweld vanuit één partner. De andere partner vecht zelden terug en initieert ook bijna nooit geweld (Pagelow, 1981). Een ander verschil ligt in de frequentie en de ernst van het geweld. Bij lage controle is de frequentie van incidenten laag en is het geweld minder ernstig. Bij hoge controle is er daarentegen sprake van ernstigere geweldsincidenten met een hogere frequentie van per individu (Stets & Straus, 1990). Verder zou er bij hoge controle sprake zijn van een accepterende houding wat betreft geweld, terwijl er bij lage controle sprake zou zijn van schuldgevoel en spijt (Bledsoe & Sar, 2011; Johnson, 2010). Deze aannames zijn echter nog niet wetenschappelijk onderzocht.1
Johnson (2006) vond in een gemengde onderzoeksgroep (met zowel data uit
vluchthuizen als uit de algemene bevolking) twee groepen waarbij de ene groep laag scoorde op verschillende controletactieken en de andere groep hoog. De groep met hoge controle bestond vooral uit mannelijke plegers, terwijl de groep met lage controle uit ongeveer evenveel mannen als vrouwen bestond. Bij hoge controle was er ook sprake van een hogere
1 Johnson (1995) zegt in zijn theorie ook dat geweld bij hoge controle escaleert, terwijl het bij lage controle
gelijk blijft of zelfs de-escaleert. Omdat escalatie in huidig onderzoek niet gemeten kan worden, wordt hier verder niet op in gegaan.
10 ernst en frequentie van het geweld dan bij lage controle. Ook ander onderzoek heeft
ondersteuning gevonden voor de theorie van Johnson (1995). Felson en Messner (2000) vonden op basis van data uit de NFVS dat mannen vaker controle gebruikten bij geweld naar vrouwen dan vrouwen bij geweld naar mannen. Graham-Kevan & Archer (2003) deden onderzoek met een onderzoeksgroep van zowel vluchthuizen en gevangenissen als studenten en vonden ook ondersteuning voor de rol van controle. Echter zijn er ook onderzoeken die aspecten van de theorie van Johnson (1995) tegenspreken. Zo vonden Bates, Graham-Kevan en Archer (2014) in een onderzoeksgroep bestaande uit studenten juist dat vrouwen
significant vaker controle gebruikten dan mannen. Ook Van der Knaap, El Idrissi en Bogaerts (2010) vonden geen verschillen tussen mannen en vrouwen in de mate waarin zij hun partners in de gaten hielden of verboden met anderen af te spreken.
Volgens Johnson (1995, 2006) is controle dus een wezenlijke voorspeller voor
verschillende aspecten van partnergeweld. Veel onderzoek naar deze theorie is echter gedaan door Johnson zelf. Er is daarom meer onafhankelijk onderzoek nodig. Ook zijn er enige inconsistenties gevonden in deze theorie, met name met betrekking tot het idee dat vooral mannen controlerend zijn (Bates et al., 2014; Van der Knaap et al., 2010). Meer onderzoek is daarom nodig dit te verhelderen en verklaren en huidig onderzoek kan hierin bijdragen door het vergroten van de kennis over de rol van controle. Kennis over de rol van controle is belangrijk om rekening mee te houden in de behandeling van plegers van partnergeweld. Verder maken veel onderzoeken gebruik van ‘extreme’ populaties, met aan de ene kant van het continuüm studenten en aan de andere kant data uit vluchthuizen of gevangenissen. De onderzoeksgroep in huidig onderzoek valt meer in het midden van het spectrum, met een ambulante populatie van huiselijk geweld plegers die zowel in vrijwillig als verplicht kader in behandeling komen. Ten slotte wordt, zoals eerder beargumenteerd, in huidig onderzoek
11 gekozen voor een dimensionele benadering, in plaats van een categoriale benadering zoals in eerdere onderzoeken.
In dit onderzoek zal de theorie van Johnson (1995) worden getoetst. Verwacht wordt dat meer controle gepaard gaat met frequenter en ernstiger geweld, meer mannelijke daders en minder wederkerig geweld. Exploratief zal worden gekeken of meer controle samenhangt met een meer accepterende houding van geweld, zoals Johnson (2010) heeft veronderstelt maar nog niet is getoetst. Ook zal exploratief worden onderzocht of meer controle gepaard gaat met meer psychopathologie. Johnson (1995) zegt in zijn oorspronkelijke theorie niets over
psychopathologie van plegers van partnergeweld, echter stelde hij later dat er bij hoge controle waarschijnlijk vaker sprake is van meer persoonlijkheidsproblematiek bij plegers (Johnson, 2010). Hierbij baseert hij zich op de dadertypologie van Holtzworth-Munroe en Stuart (1994). Er is echter geen onderzoek die deze aanname heeft bevestigd. Uitgaande van Johnson’s (2010) aannames zal verwacht worden dat bij hoge controle vaker sprake is van schizoïde, antisociale en borderline persoonlijkheidsstoornis dan bij lage controle. De hypothesen staan schematisch weergegeven in figuur 1.
12 Methode
Onderzoeksgroep
Deelnemers voor het onderzoek werden geworven bij de Waag, locaties Utrecht en Amersfoort. De Waag is een forensisch poliklinische behandelinstelling voor mensen bij wie sprake is van een verband tussen een psychische stoornis en hun grensoverschrijdende gedrag. Cliënten kunnen zowel in verplicht als in vrijwillig kader worden aangemeld. De Waag heeft vier zorglijnen: Huiselijk Geweld, Agressie en Vermogen, Seksueel Grensoverschrijdend Gedrag, en Jeugd. Huidig onderzoek maakt deel uit van het grotere onderzoek ‘impact of
treatment of ADHD on intimate partner violence’ (ITAP; Buitelaar, Posthumus, Scholing, &
Buitelaar, 2014) waarvan de dataverzameling is gestart oktober 2012 en nog steeds loopt. Cliënten bij wie, op het moment van de intake, in de afgelopen 8 weken sprake is geweest van enige vorm van huiselijk geweld konden meedoen aan het onderzoek. Andere inclusiecriteria waren dat de persoon minimaal 18 jaar moest zijn, wilsbekwaam, en de Nederlandse taal goed beheerste. Zeer ernstige psychische symptomen, zoals psychose, vormden een
exclusiecriterium. Het totale aantal deelnemers dat heeft meegedaan aan het ITAP onderzoek is 330 (oktober 2012 - 1 april 2016). Huidig onderzoek maakt gebruik van de data die zijn verzameld sinds begonnen is met het afnemen van de IPVCS, een vragenlijst om controle te meten (oktober 2013). Dit gaat om 243 cliënten. Bij een aantal van deze cliënten is de IPVCS niet ingevuld, onder andere omdat de cliënt de lijst nooit heeft ingeleverd. Het totale aantal cliënten van wie IPVCS data bekend waren en die dus meegenomen zijn in het onderzoek is 217. Van deze 217 cliënten waren er 43 vrouw (19.8%) en 174 man (80.2%). De gemiddelde leeftijd was 37 jaar (SD = 10.63). Het grootste gedeelte van de cliënten was van Westerse afkomst (82.5%) en het merendeel (52.5%) had werk. Qua opleidingsniveau waren de hogeropgeleiden in de minderheid (11.4%, zie Tabel 1).
13 Om de benodigde grootte van de onderzoeksgroep te bepalen, is er van tevoren een
point biserial model two-tailed poweranalyse gedaan met een verwachte gemiddelde
effectgrootte van r = 0.3 voor de relatie tussen controle enerzijds en frequentie, ernst,
wederkerigheid, geslachtsverdeling, en geweldsondersteunende attitudes anderzijds, een alfa van 0.05 en een power van 0.80. Eerder onderzoek heeft nagelaten om effectgroottes te vermelden, vandaar dat is uitgegaan van wat als gemiddelde effectgrootte wordt gezien (Cohen, 1988). Hieruit bleek dat er minimaal 82 cliënten nodig waren om deze power te realiseren. De power die met de 217 cliënten is gerealiseerd is 0.98.
Tabel 1. Demografische Gegevens
Demografische gegevens N Percentage
Geslacht Man Vrouw 174 43 80.2 % 19.8 % Nationaliteit Westers Niet-Westers 179 32 82.5 % 14.7 % Opleidingsniveau Basisonderwijs VMBO LBO/MBO HAVO/VWO HBO/WO 40 58 64 7 24 18.4 % 26.7 % 29.5 % 3.2 % 11.4% Dagbesteding Geen 84 38.7 %
14 Werk Anders 114 11 52.5 % 5.1 % Procedure
Bij iedere intake van elke zorglijn (behalve de zorglijn Jeugd) werd aan de cliënt gevraagd of er sprake was van geweld binnen de relatie, in ieder geval in de afgelopen acht weken. Bij de kleinste aanwijzing van partnergeweld (bijvoorbeeld schelden, schreeuwen) werd aan de cliënt gevraagd om mee te doen aan het ITAP onderzoek, als hij of zij ook aan de andere inclusiecriteria voldeed. De intaker vulde de checklist met inclusiecriteria in en gaf de cliënt uitleg over ITAP. Als de cliënt mee wilde doen, moest hij of zij een informed consent ondertekenen en kreeg daarna een pakketje mee naar huis met daarin een brochure met informatie over het onderzoek en een aantal vragenlijsten, waarvan de CTS-2, de MOAS, de PDQ-R en de IPVCS voor dit onderzoek relevant zijn. Aan de cliënt werd gevraagd deze vragenlijsten in te vullen en op te sturen naar de Waag of mee te nemen naar het volgende gesprek. De behandelaar vulde daarnaast ook de MOAS in. Dit was de eerste fase van het onderzoek. Deelname aan het onderzoek was geheel vrijwillig. Cliënten ontvingen geen beloning.
In de tweede fase van het onderzoek vond een diagnostisch onderzoek plaats door een onderzoeker die niet de behandelaar van cliënt was. In het onderzoek werden een aantal interviews afgenomen. Verder vulde de behandelaar in deze fase de relatietypologie in en werd aan de partner van cliënt gevraagd om de CTS-2 in te vullen. Vervolgens werd er bij een deel van de cliënten (alleen voor degenen bij wie er sprake was van ADHD) vier
vervolgmetingen gedaan, waarbij de cliënt een aantal vragenlijsten opnieuw moest invullen, onder andere de CTS-2. Van de vervolgmetingen zijn alleen de metingen van de CTS-2 van
15 cliënt en partner op tijdstip t1 (8 weken na de start van de behandeling) relevant voor huidig onderzoek.
Instrumenten
Huidig onderzoek maakt deel uit van een groter onderzoek (ITAP) waarin de volgende vragenlijsten en interviews werden afgenomen: Conflict Tactics Scale 2 (CTS-2), Modified Overt Agression Scale (MOAS), Adult Self-Reported Scale (ASRS), de Ultrakorte Vragenlijst voor ADHD bij Volwassenen (UKV), Personality Diagnostic Questionnaire Revised (PDQ-R), Intimate Partner Violence Control Scale (IPVCS), Diagnostisch Interview voor ADHD bij Volwassenen (DIVA), MINI International Neuropsychiatric Interview Plus (MINI plus) en Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis II Personality Disorders (SCID-II), ADHD Rating Scale Nederlands (ADHD RS NL). Ook werden er beoordelingen gemaakt van de dadertypologie van Holtzworth-Munroe en Stuart (1994) en de relatietypologie van Johnson (2006). In huidig onderzoek is gebruik gemaakt van de volgende vragenlijsten en
instrumenten: de CTS-2, de IPVCS, de MOAS en de beoordeling van Johnson’s (1999, 2006) relatietypologie. Voor het exploratieve deel van het onderzoek zijn de resultaten uit de PDQ-R en de beoordeling van de houding betreffende het delict gebruikt. Voor dit laatste is een apart scoringsformulier ontwikkeld, omdat deze variabele geen onderdeel was van het ITAP onderzoek. Demografische gegevens zijn uit de dossiers van de deelnemers gehaald.
Intimate Partner Violence Control Scale (IPVCS). De IPVCS is een door Bledsoe en
Sar (2011) ontwikkelde zelfrapportagevragenlijst waarmee controle in een relatie wordt gemeten. De vragenlijst bestaat uit 16 items die gescoord worden op een schaal van 1 (nooit) tot 5 (zeer vaak). De items tellen op tot een totaalscore die kan variëren van 16 tot 80, waarbij een hoge score duidt op een hoge drang naar controle binnen de relatie. Een voorbeelditem is ‘ik zou willen dat ik op de een of andere manier de telefoongesprekken van mijn partner kon nagaan’. Bledsoe en Sar (2011) vonden een Cronbach’s alfa van 0.86, wat duidt op een goede
16 interne consistentiebetrouwbaarheid. In het huidige onderzoek wordt gebruik gemaakt van een Nederlandse vertaling waarvan nog geen betrouwbaarheids- en validiteitsgegevens bekend zijn. De items van de IPVCS zijn in huidig onderzoek opgeteld tot een somscore als maat voor controle.
Conflict Tactics Scale 2 (CTS-2). De CTS-2 is een zelfrapportagevragenlijst die
partnergeweld meet (Straus, Hamby, Boney-McCoy, & Sugarman, 1996). De vragenlijst bestaat uit 34 items die dubbel worden gescoord, namelijk een keer voor het gedrag van de cliënt en een keer voor het gedrag van de partner. Het gaat over gedrag van de afgelopen acht weken. De items worden gescoord op een schaal met zeven antwoordmogelijkheden,
variërend van nooit tot meer dan twintig keer. De CTS-2 telt vijf subschalen: fysieke agressie,
verbale agressie, verwonding, seksuele agressie en onderhandeling. Deze worden apart
gescoord voor cliënt en partner. In dit onderzoek wordt gebruik gemaakt van de schaalscores van de subschalen fysieke agressie, verbale agressie, verwonding en seksuele agressie. Deze scores zijn zowel afzonderlijk gebruikt als opgeteld tot een totaalscore als maat voor
frequentie. Omdat onderhandeling geen maat is voor de frequentie van geweld en juist positief gedrag meet, is deze schaal weggelaten uit de totaalscore. Voor de partner is tevens een somscore gemaakt om wederkerigheid te meten. In navolging van Graham-Kevan en Archer (2003) zijn hiervoor verschilscores berekend door de score van partner af te trekken van de score van cliënt. Een positieve verschilscore betekent dat cliënt meer geweld pleegt dan partner. Een negatieve verschilscore betekent dat partner meer geweld pleegt dan cliënt. Uit het onderzoek van Straus (1979) naar de originele CTS is gebleken dat de
betrouwbaarheid van de subschalen verbale agressie en de fysieke agressie redelijk tot hoog is (.75 en .88). Ook vond hij ondersteuning voor de validiteit van het instrument. Jones, Ji, Beck en Beck (2002) vonden in hun onderzoek een zeer hoge betrouwbaarheid van de schalen
17 fysieke agressie (.97) en seksuele agressie (.93) en een matig tot goede betrouwbaarheid van de schaal verwonding (.72). Zij vonden ook ondersteuning van de validiteit van de CTS-2.
Modified Overt Agression Scale (MOAS). De MOAS is een zelfrapportagevragenlijst
voor het meten van agressief gedrag, zowel binnen als buiten de relatie, in de afgelopen twee weken (Kay, Wolkenfeld, & Murrill, 1988). De vragenlijst is oorspronkelijk ontwikkeld door Yudofsky, Silver, Jackson, Endicott en Williams (1986) als de OAS, maar is later bewerkt. In huidig onderzoek is er een aangepaste versie van de MOAS gebruikt, waarbij het originele item over agressief gedrag naar zichzelf is weggelaten. De aangepaste vragenlijst bestaat uit drie verschillende items, namelijk mondelinge agressie, agressief gedrag naar goederen en voorwerpen en lichamelijke agressie. Deze items worden ieder twee keer gescoord, namelijk een keer voor agressie binnenshuis (deel A) of een keer voor agressie buitenshuis (deel B). De items worden gescoord op een schaal van 0 (geen agressief gedrag) tot 4 (ernstig agressief gedrag) waarbij per score een beschrijving wordt gegeven wat het soort gedrag dat onder die score valt. Bijvoorbeeld bij score 2 op het item mondelinge agressie tegen de partner luidt de beschrijving ‘heftig vloeken, ernstig beledigen, heftige woedeaanvallen’. De itemscores tellen op tot een totaalscore, variërend tussen de 0 en de 24. Tevens zijn er twee subscores, namelijk een voor het geweld binnenshuis en een voor het geweld buitenshuis die beiden van 0 tot 12 lopen. De subscore voor geweld binnenshuis is in dit onderzoek gebruikt als maat voor de ernst van het geweld. De MOAS wordt in dit onderzoek ingevuld door zowel de cliënt als de behandelaar. Verschillende onderzoeken hebben de validiteit en betrouwbaarheid van de MOAS aangetoond (Alderman, Knight, & Henman, 2002; Kay et al., 1988).
Relatietypologie Johnson. Op basis van de typologie van Johnson (1999, 2006) is een
scoreformulier ontwikkeld voor de behandelaar van cliënt. De behandelaar beoordeelde welk van de vier dadertypes van toepassing was op de cliënt, intieme terreur, situationeel
18 onderzoek is alleen gekeken of de cliënt controlerend was, niet of de partner ook controlerend was. Vandaar dat de vier categorieën zijn omgezet naar ofwel intieme terreur of situationeel partnergeweld. Het scoreformulier bevat beschrijvingen van de dadertypes en bevat een aantal items op basis waarvan de behandelaar zijn of haar oordeel kan baseren. Een voorbeeld van een dergelijk item is ‘de partner verbieden om afspraken met anderen te maken’. De items tellen niet op tot een totaalscore, ze vormen enkel een leidraad voor de behandelaar om zo een weloverwogen keuze te kunnen maken.
Personality Diagnostic Questionnaire Revised (PDQ-R). De PDQ-R is een
zelfrapportage screeninginstrument voor DSM-III-R persoonlijkheidsstoornissen (Hyler & Rieder, 1987). Het instrument heeft een hoge sensitiviteit en een lage specificiteit, wat zorgt voor veel overdiagnose. Als cliënten boven de cut-off scoren van een bepaalde
persoonlijkheidsstoornis zal er verder onderzoek gedaan moeten worden om de diagnose daadwerkelijk te kunnen stellen. De PDQ-R bestaat uit 133 items die verdeeld zijn over dertien persoonlijkheidsstoornissen. In huidig onderzoek wordt er gebruik gemaakt van een aangepaste versie waarin de volgende persoonlijkheidsstoornissen worden gescoord die samen 108 items omvatten: schizoïde PS, schizothyme PS, paranoïde PS, ontwijkende PS, afhankelijke PS, dwangmatige PS, theatrale PS, narcistische PS, borderline PS en antisociale PS. Bij de antisociale persoonlijkheidsstoornis wordt ook naar kenmerken van gedragsstoornis in de jeugd gevraagd. De items beschrijven kenmerken van de persoonlijkheidsstoornissen. De instructie voor de cliënt is om te beoordelen of een kenmerk over het algemeen wel of niet op hem van toepassing is. Voor iedere persoonlijkheidsstoornis geldt een cut-off waarde. Als de cliënt hierboven scoort, moet verder onderzoek worden gedaan met een semigestructureerd interview zoals de SCID-II. In huidig onderzoek wordt enkel gebruik gemaakt van de scores op de schizoïde, borderline en antisociale persoonlijkheidsstoornis. De validiteit van de
PDQ-19 R is redelijk. De overeenstemming tussen de PDQ-R en de SCID-II is significant (Hyler, Skodol, Kellman, Oldham, & Rosnick, 1990).
Houding betreffende het delict. De houding van cliënten ten opzichte van het delict dat
ze hebben gepleegd, in dit geval partnergeweld, is beoordeeld aan de hand van informatie uit het intakeverslag onder het standaard kopje ‘houding ten opzichte van delict’. Omdat deze variabele niet in het grotere onderzoek is meegenomen, is er voor huidig onderzoek een nieuw scoringsformulier ontwikkeld. De onderzoeker scoorde de beschrijvingen met een score van 0, 1 of 2. Een score van 0 werd gegeven als cliënt spijt had van zijn of haar gedrag, berouw toonde richting het slachtoffer of de ernst van zijn of haar gedrag erkende. Een score van 2 werd gegeven als cliënt zijn of haar gedrag externaliseerde, minimaliseerde of bagatelliseerde. Bij twijfel of als de cliënt ambivalent was, werd er een score van 1 gegeven. Voordat het scoringsformulier in gebruik is genomen, is de interbeoordelaarsbetrouwbaarheid gemeten door twee beoordelaars afzonderlijk 10 beschrijvingen te laten scoren uit een onafhankelijke random sample. De beoordelaars waren beide universitair geschoolde onderzoeksstagiairs. Het bleek dat de betrouwbaarheid van de scoringsmethode hoog was (Cohen’s kappa = .83).
Demografische gegevens. De demografische gegevens die, naast leeftijd en geslacht,
zijn gebruikt in het onderzoek zijn nationaliteit, opleidingsniveau en dagbesteding. Deze gegevens zijn uit de dossiers van de cliënten gehaald. Bij nationaliteit werd onderscheid gemaakt tussen westers en niet-westers. Bij opleidingsniveau werd gekeken naar de hoogst afgeronde opleiding. Daarbij werd onderscheid gemaakt tussen basisonderwijs, VMBO, LBO/MBO, HAVO/VWO en HBO/WO. Bij dagbesteding waren er drie opties, namelijk werk, geen dagbesteding of anders (bijvoorbeeld studie).
Data Analyse
De data in dit onderzoek zijn geanalyseerd met behulp van het statistiekprogramma SPSS (IBM SPSS Statistics 23). Voor ontbrekende waarden (missings) werd de regel
20 gehanteerd dat bij cliënten die meer dan 10% van de items van een bepaalde vragenlijst of subschaal niet hadden ingevuld, deze vragenlijst in zijn geheel werd weggelaten uit de analyse. Dit ging om elf cliënten. Bij cliënten die minder dan 10% van het totale aantal items niet hadden ingevuld, is ervoor gekozen om de missende data te vervangen door het
gemiddelde van de overige items van de desbetreffende schaal (Lilienfeld & Andrews, 1996). Dit was bij achttien cliënten het geval.
Vervolgens is er gecontroleerd voor de assumpties. Door middel van histogrammen is gekeken of de variabelen normaal verdeeld waren om te bepalen of Pearson correlaties en GLM analyses geschikt waren. Dit bleek zo te zijn. Vervolgens is met een MANOVA met nationaliteit, dagbesteding en opleidingsniveau als between-subject factoren, leeftijd als covariaat en controle, ernst, frequentie en wederkerigheid als afhankelijke variabelen
onderzocht of er sprake was van storende variabelen. Storende variabelen zijn demografische variabelen die zouden kunnen samenhangen met de variabelen uit de hoofdanalyses, maar die geen onderdeel zijn van de theorie. Als dat zo was, zou er in de hoofdanalyses gecontroleerd moeten worden voor deze variabelen. Geslacht werd in deze analyse niet meegenomen, omdat deze variabele onderdeel is de theorie. Echter er is wel gecontroleerd voor geslacht als
storende variabele voor de overige variabelen door middel van een MANOVA met geslacht als between-subjectfactor en ernst, frequentie en wederkerigheid als afhankelijke variabelen. Geen van deze variabelen bleken significant samen te hangen. De multivariate toetsen voor nationaliteit, F (4,172) = 1.13, p = .34, dagbesteding, F (8,344) = 0.54, p = .82, en
opleidingsniveau, F (20,571) = 0.67, p = .86, op controle, ernst, frequentie en wederkerigheid waren niet significant. Uit de MANOVA met geslacht als between-subjectfactor en ernst, frequentie en wederkerigheid als afhankelijke variabelen bleek dat het effect op ernst, frequentie en wederkerigheid op multivariaat niveau significant was, F (3,206) = 2.80, p
21 = .04, eta2 = .04, maar de univariate toetsen waren niet significant. In de verdere analyses was het daarom niet nodig om te controleren voor deze variabelen.
Pearson correlatiecoëfficiënten werden berekend tussen controle en frequentie, ernst en wederkerigheid van het geweld, en een t-toets voor onafhankelijke steekproeven met geslacht als between-subjectfactor en controle als afhankelijke variabele. Voor de exploratieve
analyses is gebruik gemaakt van Pearson correlaties tussen enerzijds controle en anderzijds schizoïde, borderline en antisociale persoonlijkheidsstoornis en houding ten opzichte van het delict. In Tabel 2 staan de beschrijvende resultaten van deze variabelen. Ter ondersteuning van de resultaten uit de hoofdanalyses is gekeken naar de mate van overeenstemming tussen verschillende beoordelaars. Daarvoor is gebruik gemaakt van een t-toets voor onafhankelijke steekproeven met relatietypologie als between-subjectfactor en controle als afhankelijke variabele, van Pearson correlaties tussen de cliëntversie en de partnerversie van de CTS-2 op t12, en tussen de cliëntversie en de behandelaarversie van de MOAS.
Doordat er meerdere analyses zijn gedaan, was de kans op een type 1 fout groot, waardoor het niet meer betrouwbaar was om een significantieniveau van .05 aan te houden (Cohen, 1990). Daarnaast wordt de p-waarde beïnvloed door de grootte van de
onderzoeksgroep. Om deze redenen is ervoor gekozen om naar de effectgroottes te kijken in plaats van naar de p-waarden. Daarbij is als vuistregel genomen dat een effectgrootte
minimaal matig moest zijn om over een zinvol resultaat te spreken (Cohen, 1990). Dat betekent een effect van rond de .30 voor Pearson correlaties en rond de .50 voor Cohen’s d (Cohen, 1988).
Tabel 2. Beschrijvende Resultaten en Betrouwbaarheid
2
Om de mate van overeenstemming op tussen cliënt en partner op de CTS-2 te meten is gebruik gemaakt van de metingen op tijdstip t1, omdat er op tijdstip t0 teveel tijd zat tussen het invullen van de CTS-2 door de cliënt (direct na de intake) en door de partner (na een aantal weken). In die tijdsperiode zou er sprake kunnen zijn van een afname in geweld, wat de mate van overeenstemming zou kunnen beïnvloeden. Vandaar dat is gekozen voor een meting waarop cliënt en partner de lijst ongeveer rond dezelfde tijd hebben ingevuld.
22
Variabele Instrument N M (SD) Betrouwbaarheid
Controle IPVCS 217 26.31 (8.27) α = .82
Frequentie CTS-2 214 47.64 (56.58) α = .89
Wederkerigheid CTS-2 (verschil cliënt-partner) 214 12.11 (51.02) Niet bekend3
Ernst MOAS C 213 2.87 (2.51) α = .67 Persoonlijkheids problematiek PDQ-R Schizoïde PS Borderline PS Antisociale PS 214 2.41 (1.40) 4.58 (1.85) 2.64 (2.02) Niet bekend4 Houding 156 0.52 (.73) Kappa = .83 Resultaten
Hoofdanalyses. Er werd een matig tot sterke samenhang gevonden tussen controle en
frequentie van geweld, r = .42, p < .001: hoe hoger de controle, des te frequenter het geweld. De samenhang tussen controle en frequentie van geweld bleef bestaan als werd gekeken naar de onderverdeling in de frequentie van fysieke agressie, r = .37, p < .001, de frequentie van verbale agressie, r = .37, p < .001, en de frequentie van verwonding, r = .37, p < .001. Alleen de correlatie tussen controle en de frequentie van seksuele agressie was zwak, r = .13, p = .066.
De correlatie tussen controle en ernst was van matige sterkte, r = .24, p < .001. Meer controle gaat samen met ernstiger geweld. De samenhang tussen controle en wederkerigheid was zwak, r = .15, p = .026. Controle bleek verder zwak samen te hangen met geslacht, t (215) = 2.24, p = .026, Cohen’s d = 0.39, echter de richting van het effect was omgekeerd aan
3 De verschilscores zijn afgeleid van de CTS-2, welke een goede betrouwbaarheid heeft.
4 Omdat alleen de totaalscores van de PDQ-R bekend waren, niet de scores op de afzonderlijke items, was het
23 de verwachting. Vrouwen waren gemiddeld meer controlerend (M = 28.81, SD = 7.70) dan mannen (M = 25.70, SD = 8.31). Zie figuur 2 voor een schematisch overzicht van de gevonden verbanden.
Exploratieve analyses. Er was een zwak tot matige samenhang tussen controle en
schizoïde persoonlijkheidsstoornis, r = .20, p = .004. De correlaties tussen controle en
borderline persoonlijkheidsstoornis, r = .34, p < .001, en antisociale persoonlijkheidsstoornis,
r = .28, p < .001, hadden een matige effectgrootte. Personen met hoge controle hebben meer
kenmerken van deze persoonlijkheidsstoornissen dan personen met lage controle. De
correlatie tussen controle en houding ten opzichte van het delict was zwak, r = .05, p = .571.
Figuur 2 Schematisch overzicht van de sterktes van de gevonden verbanden
Robuustheid van de resultaten. Om te onderzoeken of en in hoeverre de gevonden
resultaten robuust waren, werden een aantal aanvullende analyses gedaan. Ten eerste werd de onderzoeksgroep random in tweeën gedeeld en zijn de hoofdanalyses opnieuw uitgevoerd in de twee afzonderlijke groepen. De effecten bleven hetzelfde en waren even sterk. Ten tweede is het verband tussen controle en geslacht nog een keer geanalyseerd, maar dan met een gelijk
24 aantal mannen als vrouwen. Naast de 43 vrouwen werd er willekeurig een even grote groep van 43 mannen geselecteerd uit de bestaande onderzoeksgroep. Uit de analyse met deze 86 cliënten bleek dat het effect van geslacht dat van de eerdere analyse bevestigde en dat de effectgrootte sterker werd, t (84) = 2,25, p = .027, Cohen’s d = .48. Dit vormt ondersteuning voor de robuustheid van de resultaten. Verder is er ter ondersteuning van de hoofdanalyses gekeken naar de beoordelingen van controle, frequentie, wederkerigheid en ernst door verschillende beoordelaars. Het verband tussen de beoordeling van controle door de
behandelaar en de zelfrapportage van de cliënt was matig, t (164) = 3.07, p = .002, Cohen’s d = 0.549. De beoordeling ‘intieme terreur’ hing samen met meer controle (M = 30.41, SD = 8.99) dan de beoordeling ‘situationeel partnergeweld’ (M = 25.67, SD = 8.25). Wat betreft frequentie en wederkerigheid van geweld was er een sterke mate van overeenstemming tussen cliënt en partner wat betreft het geweld gepleegd door de cliënt, r = .54, p = .005, en het geweld gepleegd door de partner, r = .56, p = .003. De overeenstemming tussen cliënt en behandelaar over de ernst van het geweld was sterk, r = .532, p < .001.
Discussie
In dit onderzoek is gekeken of controle een onderscheidende factor is voor
verschillende aspecten van partnergeweld, zoals Johnson (1995) dit beschreef in zijn theorie. Uit de resultaten bleek dat, overeenkomstig de verwachting, controle matig tot sterk
samenhing met de frequentie en ernst van het geweld. Plegers die meer controlerend waren, pleegden vaker geweld dan plegers die minder controlerend waren. Ook werd het geweld als ernstiger beoordeeld bij hoge controle. De samenhang tussen controle en wederkerigheid was zwak. De samenhang tussen controle en geslacht was omgekeerd aan de verwachtingen: vrouwen waren gemiddeld meer controlerend dan mannen. Verder bleek dat controle
samenhing met trekken van schizoïde, antisociale en borderline persoonlijkheidsstoornis. Er bleek geen samenhang te zijn tussen controle en geweldsondersteunende attitudes.
25 Grotendeels vormen deze resultaten ondersteuning voor Johnson’s (1995) theorie. Dat een hogere drang naar controle over de partner samengaat met frequenter en ernstiger geweld komt overeen met wat Johnson (1995) stelde in zijn theorie en met bevindingen uit eerder onderzoek (Graham-Kevan & Archer, 2003; Johnson, 2006; Stets & Straus, 1990). Huidig onderzoek voegt daaraan toe dat de stijging van het aantal geweldsincidenten afgezet tegen controle lineair verloopt, wat pleit voor een dimensionele benadering. Wel valt op dat deze stijging sterker toeneemt naarmate de controle hoger wordt. Het aantal geweldsincidenten van deelnemers die bij de laagste 10% hoorden wat betreft hun score op controle lag op gemiddeld 26 in de afgelopen acht weken. Bij de 10% met de hoogste controlescores lag dit aantal op 104. De 10% van de deelnemers die in het midden zaten qua score op controle pleegden 51 geweldsincidenten. Hoewel dit enerzijds als ondersteuning zou kunnen worden opgevat om controle categorisch te bekijken, laat het zien dat controle en de daarmee samenhangende frequentie van geweld stapsgewijs toenemen. Het is geen alles of niets kwestie en bij een indeling in twee groepen wordt informatie over de personen in het midden van het continuüm verloren. Ook de bevinding dat meer controle gepaard gaat met minder wederkerigheid in geweld komt overeen met de theorie en met eerder onderzoek (Stets & Straus, 1990; Pagelow, 1981), hoewel het verband in huidig onderzoek zwak was. Het aspect van Johnson’s theorie waarover twijfel bestaat is geslacht. Hoewel Johnson (1995) zei dat mannen en vrouwen beiden controlerend kunnen zijn naar hun partner, stelde hij in zijn theorie dat voornamelijk mannen controlerend zijn. Hiermee sloot hij zich aan bij de feministische traditie over genderverschillen, namelijk dat mannen dominant zijn over vrouwen. Deze traditie stelt dat mannen vrouwen als bezit zien en daarom controle over ze (denken te mogen) uitoefenen. Hoewel dit beeld van mannen als daders en vrouwen als slachtoffers goed past bij het
traditionele beeld van partnergeweld, lijken bevindingen uit huidig en eerder onderzoek juist op dit punt tegenstrijdig. Zoals eerder genoemd vonden Bates en collega’s (2014) dat
26 vrouwen meer controlerend waren dan mannen. Hun verklaring voor deze bevinding was dat het in de huidige maatschappij niet meer geaccepteerd is voor mannen om controlerend te zijn, terwijl het voor vrouwen meer acceptabel is. Als mannen controlerend zijn, worden zij bestempeld als dominante mannen die hun vrouw willen onderdrukken. Als vrouwen controlerend zijn, worden zij gezien als sterke, voor zichzelf opkomende vrouwen. Deze sociale acceptatie maakt het voor vrouwen makkelijker om drang tot controle te uiten dan voor mannen. Een andere verklaring voor dit omgekeerde effect zou kunnen zijn dat vrouwen minder snel als daders in behandeling komen dan mannen. Hiermee wordt de verklaring van Bates et al. (2014) verder doorgetrokken. Net zoals controle door vrouwen sociaal gezien meer geaccepteerd wordt dan controle door mannen, zou het zo kunnen zijn dat geweld door vrouwen ook meer geaccepteerd wordt dan geweld door mannen. Tegenwoordig is er veel aandacht voor partnergeweld en wordt het, in tegenstelling tot een aantal decennia geleden, als onacceptabel gezien wanneer een man zijn vrouw slaat. Partnergeweld gepleegd door vrouwen is minder alom bekend. Dit wordt deels verklaard door de schaamte die mannen blijken te ervaren wanneer zij mishandeld worden door hun partner en doordat mannen minder geneigd zijn om aangifte te doen dan vrouwen (Korrelatie, z.d.). Daardoor zou het zo kunnen zijn dat bij mild geweld vrouwen niet zo snel in behandeling komen als dader. Het lijkt erop alsof Johnson zich ook deels heeft neergelegd bij dit zwakke punt in zijn theorie. Waar hij in 1995 nog sprak over patriarchaal terrorisme (patriarchal terrorism), veranderde hij deze term later in intieme terreur (intimate terrorism; Johnson & Leone, 2005) waarmee hij aangaf dat controle willen over de partner niet exclusief iets van mannen is.
Uit de exploratieve analyses is gebleken dat er, conform de verwachtingen, een samenhang is tussen drang naar controle en persoonlijkheidsstoornissen. Dit zou een opstapje kunnen vormen voor een uitbreiding van de theorie van Johnson (1995), of voor een
Holtworth-27 Munroe en Stuart (1994). Johnson (1995, 2006) maakt onderscheid tussen dadertypes op basis van controle, Holzworth-Munroe en Stuart (1994) op basis van – onder andere –
persoonlijkheidsstoornissen. Men kan zich afvragen in hoeverre zij beiden op hetzelfde doelen. De samenhang tussen controle en persoonlijkheidsstoornissen kan verklaard worden doordat controle een kenmerk is van de desbetreffende persoonlijkheidsstoornissen. Mensen met borderline persoonlijkheidsstoorniskenmerken zijn vaak bang om in de steek gelaten te worden, en kunnen vanuit dat opzicht controlerend zijn (American Psychiatric Association, 2013). Mensen met antisociale persoonlijkheidsstoorniskenmerken zijn gericht op hun eigen voordeel of plezier en hebben geen moeite om andere mensen daarvoor te gebruiken
(American Psychiatric Association, 2013). Vanuit die gedachte kunnen zij het rechtvaardigen om hun partner te controleren. Wellicht hebben beide typologieën het daarmee over dezelfde onderliggende dynamiek, alleen op een ander niveau. In huidig onderzoek is het verband gebaseerd op kenmerken uit een screeningslijst voor persoonlijkheidsstoornissen, niet op een volledige persoonlijkheidsstoornis. Meer onderzoek is daarom nodig om te kijken of dit verband tussen controle en persoonlijkheidsstoornissen robuust is.
Wat betekenen deze resultaten voor de klinische praktijk? Ten eerste zou het belangrijk zijn voor behandelaren die te maken krijgen met partnergeweld om niet enkel te focussen op voor de hand liggende zaken zoals de frequentie en ernst van he geweld.
Schaamte of angst voor straf kan ervoor zorgen dat cliënten het geweld minder erg doen lijken dan het in werkelijkheid is. Het zou beter zijn om als behandelaar ook de kijken naar de meer onderliggende dynamiek van partnergeweld, zoals de drang naar controle. Deze factor is wellicht minder gevoelig voor sociale wenselijkheid, onder andere omdat het strafbaar is om je partner te willen controleren. Daardoor zou het een beter beeld kunnen geven van
partnergeweld dan wanneer er alleen naar frequentie en ernst wordt gekeken. Verder stelde Johnson (1995) in zijn artikel dat controle vaak samen gaat met de frequentie en ernst van
28 geweld, maar niet noodzakelijkerwijs. Er zijn volgens hem ook tactieken om controle uit te oefenen die geen geweld of slechts niet-frequent geweld impliceren. Voorbeelden hiervan zijn vernedering van het slachtoffer, isolatie van de buitenwereld of het slachtoffer een
schuldgevoel aanpraten. Hiermee kan een dader een slachtoffer onder controle houden, zonder dat er geweld aan te pas hoeft te komen. Dit kan echter, net als andere vormen van psychisch geweld, wel gevolgen hebben voor slachtoffers, zoals angst- of stemmingsklachten (Van Dijk, Van Veen, & Cox, 2010). Op dit punt kan controle ook een belangrijke factor zijn om
aandacht voor te hebben bij de beoordeling van partnergeweld. Als men enkel focust op zichtbaar verbaal en fysiek geweld, ziet men de meer subtielere vormen van onderdrukking over het hoofd.
Ook voor de behandeling van partnergeweld kan controle implicaties hebben. Vaak wordt er bij de behandeling van partnergeweld gefocust op de veiligheid en wordt er gebruik gemaakt van interventies zoals het leren nemen van een time-out (Rosen, Matheson, Stith, McCollum, Locke, 2003). Echter, als er sprake van een drang naar controle bij de cliënt kan dit vragen om een meer cognitief-gedragstherapeutische aanpak. Door middel van functie-analyse en betekenisfunctie-analyse kan er meer inzicht worden verkregen in de achterliggende assumptie van controle: waarom wil iemand controle? Als het lukt om deze basale assumpties bloot te leggen, kan ook een poging worden gedaan om deze te veranderen (Korrelboom & ten Broeke, 2014).
Ten slotte kunnen de bevindingen uit dit onderzoek implicaties hebben voor risicotaxatie. Huidige risicotaxatie-instrumenten zoals de B-SAFER, die speciaal is
ontwikkeld om het recidiverisico van partnergeweld in te schatten, bevatten geen items over controle. Over de relatie tussen de drang naar controle en risico op recidive is tot op heden niets bekend, dus dit zou vragen om vervolgonderzoek. De B-SAFER bevat onder andere items over ernstig lichamelijk of seksueel geweld, ernstige gewelddadige dreigementen,
29 gedachten of intenties, en escalatie van geweld of dreigementen, gedachten of intenties
(Kropp et al., 2005). Volgens de theorie van Johnson (1995) en zoals blijkt uit huidig onderzoek hangt controle samen met deze risicofactoren. Om die reden is het wellicht mogelijk dat drang naar controle wellicht zelf ook een risicofactor is voor partnergeweld.
Beperkingen van huidig onderzoek zijn ten eerste dat het aantal vrouwen in de
onderzoeksgroep klein was (± 20%). Hierdoor is het verband dat is gevonden tussen controle en geslacht niet met zekerheid te interpreteren is. Aan de andere kant is dit wel de realiteit. De meerderheid van de forensische populatie bestaat uit mannen (De Ruiter & Hildebrand, 2005). Voor de betrouwbaarheid van de resultaten is het gebrek aan vrouwen een beperking, voor de ecologische validiteit vormt het ondersteuning. Een andere beperking is dat de resultaten gebaseerd zijn op zelfrapportage. De kans bestaat dat cliënten sociaal wenselijk hebben geantwoord, wat de resultaten minder betrouwbaar maakt. Dit is geprobeerd op te vangen door de antwoorden van cliënten te vergelijken met de antwoorden van behandelaren en partners op dezelfde vragenlijsten. Hoewel er duidelijke overeenstemming was, waren de scores niet hetzelfde en blijft er toch gedeeltelijk onbetrouwbaarheid in de resultaten bestaan. Ten slotte was de verwachting dat met deze ambulante onderzoeksgroep een breed spectrum aan cliënten zou worden omvat, met zowel extreme als niet-extreme gevallen. Echter bleek uit de gemiddelden op de verschillende maten dat deze zich meer aan de ondergrens van het spectrum bevonden. Er zaten weinig deelnemers in de onderzoeksgroep met een hele hoge score op controle, frequentie of ernst van geweld. Echter, ook hiervoor geldt dat dit de realiteit is. Dit is hoe de onderzoeksgroep in een ambulante setting eruit ziet. Ook in eerder onderzoek scoorden deelnemers gemiddeld laag op controle (Beldsoe & Sar, 2011). Verder blijkt dat ongeveer 20% van de plegers van huiselijk geweld intieme terroristen zijn, wat ook ondersteuning vormt voor een laag percentage van personen met hoge drang naar controle (Van der Veen & Bogaerts, 2010).
30 Naast eerdere suggesties die genoemd zijn voor verder onderzoek, zou het ook
interessant zijn om vervolgonderzoek te doen naar de gevolgen van controle voor slachtoffers. Er is veel bekend over de fysieke en psychische gevolgen van verschillende vormen van geweld op slachtoffers (Van Dijk et al., 2010). Controle kan worden gezien als een vorm van psychische mishandeling, alleen psychische mishandeling is breder. Dit omvat naast
onderdrukking ook onder andere verbale agressie en kleinering (Ministerie van Justitie, 2002). Waarover nog niet veel bekend is, is wat het afzonderlijke effect is van controle op
slachtoffers, en hoe de relatie tussen partnergeweld en gevolgen voor het slachtoffer wordt beïnvloed door de mate waarin de dader controle wil over het slachtoffer.
Terugkomend op het verschil in perspectief tussen het eerder genoemde feministische perspectief en het familiegeweldperspectief kan, zoals Johnson (1995) ook concludeerde, inderdaad gesteld worden dat in beide perspectieven een kern van waarheid zit. Partnergeweld is een heterogeen fenomeen met verschillende soorten daders. Huidig onderzoek ondersteunt de theorie van Johnson (1995) in de aanname dat controle daarin een onderscheidende,
onderliggende factor is. En hoewel deze factor nooit in zijn eentje dit complexe fenomeen kan verklaren, draagt het wel bij aan onze kennis en begrip van partnergeweld, en daarmee aan mogelijkheden om het te bestrijden.
31 Referenties
Alderman, N., Knight, C., & Henman, C. (2002). Aggressive behaviour observed within a neurobehavioral rehabilitation service: Utility of the OAS-MNR in clinical audit and applied research. Brain Injury, 16(6), 469-489. doi:10.1080/02699050110118458 American Psychiatric Association. (2013). Diagnostic and statistical manual of mental
disorders (5th edition). Arlington: American Psychiatric Publishing.
Bates, E. A., Graham-Kevan, N., & Archer, J. (2014). Testing predictions from the male control theory of men's partner violence. Aggressive behavior, 40(1), 42-55. doi:10.1002/ab.21499
Bledsoe, L. K., & Sar, B. K. (2011). Intimate partner violence control scale: development and initial testing. Journal of Family Violence, 26(3), 171-184. doi:10.1007/s10896-0109351-3
Buitelaar, N.J.L., Posthumus, J.A, Scholing, A., & Buitelaar, J.K. (2014). Impact of treatment of ADHD on intimate partner violence (ITAP), a study protocol. BMC Psychiatry,
14(336). doi:10.1186/s12888-014-0336-2
Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2nd ed.). New Jersey: Lawrence Erlbaum.
Cohen, J. (1990). Things I have learned (so far). American psychologist, 45(12), 1304-1312. doi:10.1037/0003-066X.45.12.1304
De Ruiter, C. (2011). Risicotaxatie bij relationeel geweldplegers in de praktijk: De B-SAFER.
GZ-psychologie, 3(7), 24-33. Gedownload op 18 november 2015 van
http://www.google.nl/url?sa=t&rct=j&q=&esrc=s&source=web&cd=1&ved=0ahUKE wjR8u7iid_NAhWJaRQKHQDnDw0QFggcMAA&url=http%3A%2F%2Fwww.corin ederuiter.eu%2Ffile.php%3Fnr%3D123%26code%3De1b1158d34cc0014ce2dfc3e5a7
32 aa337%26time%3D1358430043&usg=AFQjCNEsKmzsvkdTBM3oATB5jJ9KKu6Kj w&bvm=bv.126130881,d.d24
De Ruiter, C., & Hildebrand, M. (2005). Behandelingsstrategieen bij
forensisch-psychiatrische patienten/druk 2/ING. Bohn Stafleu Van Loghum.
Dobash, R. E., & Dobash, R. P. (1979). Violence against wives A case against the patriarchy. New York: Free Press.
Dobash, R. P., Dobash, R. E., Wilson, M., & Daly, M. (1992). The myth of sexual symmetry in marital violence. Social Problems, 39(1), 71-91.
doi:http://dx.doi.org/10.2307/3096914
Felson, R. B., & Messner, S. F. (2000). The control motive in intimate partner violence.
Social psychology quarterly 63(1), 86-94. Gedownload op 4 november 2015 van
http://www.jstor.org/stable/2695883
Graham-Kevan, N., & Archer, J. (2003). Intimate terrorism and common couple violence: a test of Johnson's predictions in four British samples. Journal of interpersonal violence,
18(11), 1247-1270. doi: 10.1177/0886260503256656
Holtzworth-Munroe, A., & Stuart, G. L. (1994). Typologies of male batterers: three subtypes and the differences among them. Psychological bulletin, 116(3), 476- 497.
doi:http://dx.doi.org/10.1037/0033-2909.116.3.476
Hyler, S.E., & Rieder, R. O. (1987). Personality diagnostic questionnaire-revised. New York: New York State Psychiatric Institute.
Hyler, S.E., Skodol, A.E., Kellman, D., Oldham, J. M., & Rosnick, L. (1990). Validity of the Personality Diagnostic Questionnaire–Revised: Comparison with two structured interviews. The American Journal of Psychiatry, 147(8), 1043-1048.
33 Johnson, M. P. (1995). Patriarchal terrorism and common couple violence: Two forms of
violence against women. Journal of Marriage and the Family, 57(2), 283-294. doi:10.2307/353683
Johnson, M. P. (1999). Two types of violence against women in the American family: Identifying patriarchal terrorism and common couple violence. In annual meeting of the National Council on Family Relations, Irvine, CA (Vol. 318).
Johnson, M. P. (2006). Conflict and control gender symmetry and asymmetry in domestic violence. Violence against women, 12(11), 1003-1018.
doi:10.1177/1077801206293328
Johnson, M. P. (2010). A typology of domestic violence: Intimate terrorism, violent
resistance, and situational couple violence. Northeastern University Press, Boston
Johnson, M. P., & Leone, J. M. (2005). The differential effects of intimate terrorism and situational couple violence findings from the national violence against women survey.
Journal of family issues, 26(3), 322-349. doi: 10.1177/0192513X04270345
Jones, N. T., Ji, P., Beck, M., & Beck, N. (2002). The reliability and validity of the revised Conflict Tactics Scale (CTS2) in a female incarcerated population. Journal of Family
Issues, 23(3), 441-457. doi: 10.1177/0192513X02023003006
Kay, S. R., Wolkenfeld, F., & Murrill, L. M. (1988). Profiles of aggression among psychiatric 28 patients. I. nature and prevalence. The Journal of Nervous and Mental Disease,
176(9), 539-546. doi:10.1097/00005053-198809000-00007
Korrelatie. (z.d.). Mannenmishandeling. Geraadpleegd op 8 juni 2016, van http://www.korrelatie.nl/onderwerpen/huiselijk-geweld-en-seksueel-geweld/mannenmishandeling/
Korrelboom, C. W., & ten Broeke, E. (2014). Geïntegreerde cognitieve gedragstherapie:
34 Kropp, P. R., Hart, S. D., & Belfrage, H. (2005). The Brief Spousal Assault Form for the
Evaluation of Risk (B-SAFER): User manual. Vancouver, Canada: ProActive
ReSolutions Inc.
Lilienfeld, S. O., & Andrews, B. P. (1996). Development and preliminary validation of a self-report measure of psychopathic personality traits in noncriminal population. Journal of
personality assessment, 66(3), 488-524. doi:10.1207/s15327752jpa6603_3
McPhail, B. A., Busch, N. B., Kulkarni, S., & Rice, G. (2007). An integrative feminist model: the evolving feminist perspective on intimate partner violence. Violence Against
Women, 13(8), 817-841. doi: 10.1177/1077801207302039
Ministerie van Justitie (2002). Privé geweld, publieke zaak, een nota over de gezamenlijke
aanpak van huiselijk geweld. Den Haag: Ministerie van Justitie.
Okun, L. (1986). Woman abuse: Facts replacing myths. SUNY Press.
Pagelow, M. (1981). Woman-battering: Victims and their experience. Newbury Park, CA: Sage.
Rosen, K. H., Matheson, J. L., Stith, S. M., McCollum, E. E., & Locke, L. D. (2003). Negotiated time-out: a de-escalation tool for couples. Journal of Marital and Family
Therapy, 29(3), 291-298. doi: 10.1111/j.1752-0606.2003.tb01207.x
Stets, J. E., & Straus, M. A. (1990). Gender differences in reporting marital violence and its
medical and psychological consequences. In Straus, M. A., & Gelles, R. J. (Ed.). Physical violence in American families. New Brunswick, NJ: Transaction.
Straus, M. (1979). Measuring intrafamily conflict and violence: the Conflict Tactics Scales.
Journal of Marriage and the Family, 41(1), 75-88. doi:10.2307/351733
Straus, M. A., & Gelles, R. J. (1986). Societal change and change in family violence from 1975-1985 as revealed by two national surveys. Journal of Marriage and Family,
35 Straus, M. A., Hamby, S. L., Boney-McCoy, S., & Sugarman, D. B. (1996). The revised
conflict tactics scales (CTS2) development and preliminary psychometric data.
Journal of family issues, 17(3), 283-316. doi:10.1177/019251396017003001
Van der Knaap, L.M., El Idrissi, F., & Bogaerts, S. (2010). Daders van huiselijk geweld. Den Haag: WODC
Van der Veen, H. C. J., & Bogaerts, S. (2010). Huiselijk geweld in Nederland: overkoepelend
synthese rapport van het vangst-hervangst-, slachtoffer- en daderonderzoek 2007-2010. Den Haag: Wetenschappelijk Onderzoek- en Documentatiecentrum.
Van Dijk, T., Flight, S., Oppenhuis, E., & Duesmann, B. (1997). Huiselijk geweld. Aard,
omvang en hulpverlening. Den Haag: Dienst Preventie, Jeugdbescherming en
Reclassering, Ministerie van Justitie.
Van Dijk, T., Van Veen, M., & Cox, E. (2010). Slachtofferschap van huiselijk geweld: aard,
omvang, omstandigheden en hulpzoekgedrag. Hilversum: Intomart
Yudofsky, S. C., Silver, J. M., Jackson, W., Endicott, J., & Williams, D. (1986). The Overt Aggression Scale for the objective rating of verbal and physical aggression. The
American journal of psychiatry, 143(1), 35-39. Gedownload op 30 november 2015 van
