VROUWVIJANDIGHEID: EEN ONDERZOEK NAAR VERSCHILLEN TUSSEN
ZEDENDELINQUENTEN, GEWELDSDELINQUENTEN EN NIET-DELINQUENTEN AAN DE HAND VAN EXPLICIETE EN IMPLICIETE METHODEN.
Masterscriptie Klinische Forensische Psychologie
Ellen Varekamp
Universiteit van Amsterdam Studentnummer: 10775307
Supervisor Universiteit van Amsterdam: Bruno Verschuere Supervisor Van der Hoeven Kliniek: Wineke Smid
Samenvatting
Om seksuele agressie tegen vrouwen te verminderen is het van belang om risicofactoren in beeld te krijgen. In dit onderzoek worden verschillen in vrouwvijandigheid in kaart gebracht tussen
zedendelinquenten (n = 28) en geweldsdelinquenten (n=46) uit Forensisch Psychiatrische Centra (FPC) en niet-delinquenten (n=33) om bij te dragen aan de kennis van deze risicofactoren.
Vrouwvijandigheid is getest door middel van een expliciete methode, de Hostility Toward Women Scale (HTWS, Lonsway & Fitzgerald, 1995) en een impliciete methode, de
vrouw-vals/man-betrouwbaar impliciete associatietest (IAT, Greenwald et al., 1998). Er blijken geen verschillen te zijn tussen de drie groepen in vrouwvijandigheid gemeten door de HTWS. Opvallend is dat
zedendelinquenten en geweldsdelinquenten minder vrouwvijandige opvattingen hebben dan niet-delinquenten als dit wordt gemeten met de IAT. Echter, als wordt gecontroleerd voor leeftijd,
opleidingsniveau en relatiestatus vallen deze verschillen weg. Een verklaring voor deze uitkomsten is het mogelijke effect van de intensieve behandeling in een FPC. Beperkingen van het gebruik van de IAT en de HTWS worden besproken. In vervolgonderzoek zullen de validiteit en betrouwbaarheid van de vrouw-vals/man-betrouwbaar IAT nader onderzocht moeten worden.
Introductie
In maart 2014 publiceerde het Europees Agentschap voor Grondrechten (FRA, 2014) een onderzoek naar seksueel geweld tegen vrouwen in de Europese Unie. Op basis van dit onderzoek wordt geschat dat ongeveer 3,7 miljoen van de Europese vrouwen in de 12 maanden voor het onderzoek in aanraking zijn gekomen met seksueel geweld. In totaal heeft 33 % van de Europese vrouwen van 15 jaar of ouder ooit seksueel geweld meegemaakt en is 5 % ooit gedwongen tot geslachtsgemeenschap door vastgehouden of pijn gedaan te worden (FRA, 2014). De Haas (2012) heeft namens het kenniscentrum seksualiteit Rutgers onderzoek gedaan naar seksueel geweld tegen vrouwen in Nederland. De Haas (2012) schat dat 14% van de Nederlandse vrouwen tussen de 15 en 70 jaar ooit geslachtsgemeenschap heeft meegemaakt tegen haar wil. Deze onderzoeken tonen aan dat seksueel geweld tegen vrouwen een veelvoorkomend probleem is in Europa en Nederland en benadrukken het belang van
delictpreventie, zowel bij potentiële plegers als reeds bekende plegers.
Tertiaire preventie
De recidivecijfers bij bekende zedendelinquenten liggen rond 14 procent binnen vijf jaar (Harris & Hanson, 2004). Tertiaire preventie, het voorkomen van recidive bij bekende plegers, is daarom een belangrijke manier om het aantal slachtoffers te verminderen. Een vorm van tertiaire preventie is de behandeling van bekende plegers. De risk-need-responsivity principes dragen bij aan een effectieve behandeling van daders (Andrews, Bonta & Hoge, 1990). Het eerste principe is het Risk principe waarin wordt gesteld dat de intensiviteit van de behandeling aangepast moet zijn op het recidiverisico van de dader. In het Need principe wordt benadrukt dat de behandeling zich moet richten op
criminogene factoren, de factoren die in relatie staan met het criminele gedrag. Het Responsivity principe stelt dat de manier van behandelen moet aansluiten op de capaciteiten en leerstijl van de dader. Zowel voor de taxatie van het risico (Risk) als voor het bepalen van de focus van de behandeling (Need) is het van belang om te weten welke factoren bijdragen aan recidive.
In het Dynamic Supervision Project (Hanson, Harris, Scott, & Helmus, 2007) is onderzoek gedaan naar dynamische risicofactoren bij 997 zedendelinquenten. Uit dit onderzoek is gebleken dat vrouwvijandigheid een significante voorspeller is voor alle vormen van recidive waaronder seksuele en gewelddadige recidive. In een onderzoek van Thornton (2002) is gekeken naar vrouwvijandige attitudes onder gedetineerden die een seksueel delict tegen een kind (n = 158) hebben gepleegd. Hieruit is gebleken dat bij recidiverende zedendelinquenten vaker vrouwvijandige denkbeelden voorkomen dan bij ‘first offenders’. Kortom, vrouwvijandigheid lijkt bij te dragen aan het recidiveren van zedendelinquenten. Vrouwvijandigheid wordt gedefinieerd als de veronderstelling dat vrouwen oneerlijk, onbetrouwbaar en misleidend zijn (Malamuth & Brown, 1994).
Etiologie
Naast de tertiaire preventie is ook de primaire preventie van belang in de aanpak van seksuele agressie, dit is het voorkomen dat een potentiële dader een delict begaat. Kennis van de etiologie kan aan de preventie bijdragen en in de loop der jaren zijn veel theorieën ontwikkeld die verklaren
waardoor seksuele agressie ontstaat (Burt, 1980; Hall & Hirschman, 1991; Ward & Beech, 2005). Een centraal idee in veel van deze theorieën is dat de acceptatie van verkrachtingsmythes leidt tot de neiging tot seksueel geweld en verkrachting (Bohner, 2005; Burt, 1980; Lonsway & Fitzgerald, 1995). Verkrachtingsmythes zijn overtuigingen over verkrachting en seksuele agressie die het slachtoffer de schuld geven, het gedrag van de dader goedpraten en het geweld van de verkrachting bagatelliseren (Burt, 1980; Lonsway & Fitzgerald, 1995). Lonsway en Fitzgerald (1995) hebben in een onderzoek aangetoond dat vrouwvijandigheid een belangrijke antecedent is voor de acceptatie van
verkrachtingsmythes.
Ook in andere studies wordt vrouwvijandigheid beschreven als een factor die invloed heeft op seksuele agressie. Hall en Hirschman (1991) beargumenteren in hun quadripartiete theorie dat het hebben van cognitieve vervormingen één van de oorzaken is van seksuele agressie. Deze cognitieve vervormingen zijn gedachten die ondersteunend zijn voor het delictgedrag. Voorbeelden zijn opvattingen zoals ‘vrouwen zijn vijandig naar mannen en verdienen het om verkracht te worden’ of ‘vrouwen vinden het fijn om verkracht te worden’ (p. 664, Hall & Hirschman, 1991). In 1994 hebben Malamuth en Brown onderzoek gedaan naar de centrale percepties van zedendelinquenten over de communicatie van vrouwen. In hun onderzoek hebben zij bewijs gevonden dat zedendelinquenten een schema van wantrouwen hebben naar vrouwen. Seksueel agressieve mannen zien de communicatie van vrouwen als onbetrouwbaar en misleidend, voornamelijk wanneer het op seks en romantiek aankomt (Malamuth & Brown, 1994). Ook Ward en Beech (2005) spreken in hun integrative theory of sexual offending over cognitieve vervormingen als een van de oorzaken van seksueel agressief gedrag. Een van de cognitieve vervormingen waarover zij spreken, is een stereotyperend schema over
vrouwen waarbij vrouwen worden gezien als bedrieglijk en verraderlijk.
Uit dit overzicht van theorieën blijkt dat vrouwvijandige attitudes vaak gezien worden als een van de oorzaken van seksuele agressie tegen vrouwen. Echter, de empirische onderbouwing van deze theorieën is nog gering.
Onderzoeken naar vrouwvijandigheid en seksuele agressie
Veel onderzoeken hebben zich specifiek gericht op de relatie tussen vrouwvijandige attitudes en seksuele agressie. Een gedeelte van deze onderzoeken vindt geen relatie tussen vrouwvijandige attitudes en seksuele agressie, zowel onder studenten (Forbes & Curtis, 2001; Forbes, Adams-Curtis & White, 2004) als onder bekende plegers (Caputo, Frick & Brodsky, 1999; Zakireh, Ronis & Knight, 2008). Forbes en collega’s (2001) hebben in een cross-sectioneel onderzoek onder mannelijke studenten (N=438) geen relatie gevonden tussen vrouwvijandigheid en zelfgerapporteerde seksuele
dwang. Ook in 2004 hebben Forbes en collega’s geen verband gevonden tussen vrouwvijandigheid en zelfgerapporteerde seksuele agressie naar vrouwen onder mannelijke studenten (N=348). Caputo en collega’s (1999) hebben zich in een cross-sectioneel onderzoek op jeugdige gedetineerden (N=70) tussen 13 en 18 jaar gericht. Zij hebben door middel van zelfrapportage gekeken of er verschillen zijn in seksistische attitudes naar vrouwen tussen zedendelinquenten, geweldsdelinquenten en delinquenten die geen lichamelijk contact hadden met het slachtoffer. Zij hebben geen verschillen gevonden tussen deze drie groepen in attitudes ten opzichte van vrouwen. Zakireh en collega’s (2008) hebben eveneens gekeken naar verschillen tussen jeugdige daders die wel of niet een seksueel delict gepleegd hebben (N=100). In dit cross-sectionele onderzoek zijn geen verschillen gevonden in vrouwvijandigheid tussen deze groepen.
Een groter aantal studies vindt wel een verband tussen vrouwvijandigheid en seksuele
agressie, onder studenten (Abbey & McAuslan, 2004; DeGue & DiLillo, 2004; Kingree & Thompson, 2015), in een community sample (Malamuth & Brown, 1994) en onder bekende plegers (DeGue, DiLillo & Scalora, 2010; Milner & Webster, 2005). Murnen, Wright en Kaluzny (2002) hebben in een meta-analyse risicofactoren van seksuele agressie onderzocht, waaronder vrouwvijandigheid. Uit deze meta-analyse is naar voren gekomen dat vijandigheid naar vrouwen wel degelijk een rol lijkt te spelen in seksuele agressie. Op basis van 20 onderzoeken is een gemiddelde correlatie van r = .260 berekend (p < .05) tussen vrouwvijandigheid en seksuele agressie, omgerekend is dit een matige effectgrootte (d = .538) volgens de richtlijnen van Cohen (1977). In het longitudinale onderzoek (N=197) van Abbey en McAuslan (2004) is gekeken naar de relatie tussen vrouwvijandige attitudes en aanranding onder studenten. Uit dit onderzoek blijkt dat mannen met vijandige attitudes tegenover vrouwen vaker iemand hebben aangerand. Diegenen die twee of meer keer iemand hebben aangerand blijken de meeste vijandige attitudes te hebben tegenover vrouwen. DeGue en DiLillo (2004) hebben gevonden dat studenten die iemand tot seks gedwongen hebben, hoger scoren op vrouwvijandigheid dan studenten die dit niet gedaan hebben (N=223). In het onderzoek (N=369) van DeGue et al. (2010) onder gevangenen wordt gekeken naar de risicofactoren van seksuele dwang en seksuele agressie. Hostiliteit naar vrouwen is naar voren gekomen als een van de risicofactoren voor seksuele agressie. In een retrospectief onderzoek van Milner en Webster (2005) hebben verkrachters, pedofielen en niet-seksuele geweldsdelinquenten (N=36) door middel van een ‘life map’ belangrijke gebeurtenissen van hun leven van in kaart gebracht. Via een sjabloon met verschillende thema’s hebben de delinquenten aangegeven welke gedachten zij hadden bij de verschillende gebeurtenissen, inclusief het delict. In dit onderzoek hebben Milner en Webster (2005) gevonden dat verkrachters vaker een patronen van wantrouwen naar vrouwen hebben dan geweldsdelinquenten en pedoseksuelen.
Zoals blijkt uit de beschreven onderzoeken is in de wetenschappelijke literatuur nog geen eenduidigheid over de relatie tussen vrouwvijandige attitudes en seksuele agressie tegen vrouwen. Echter, vrouwvijandigheid lijkt een factor om rekening mee te houden. Mogelijk liggen
Assessment
Tot op heden zijn de meeste methoden om vrouwvijandigheid te meten gebaseerd op zelfrapportage, ook de hierboven genoemde onderzoeken berusten allen op zelfrapportage. De Hostility Toward Woman Scale (origineel van Check, 1985; herzien door Lonsway en Fitzgerald, 1995) is een
veelgebruikte vragenlijst in onderzoek naar vrouwvijandigheid (DeGue et al., 2010; Forbes & Adams-Curtis, 2001; Forbes et al., 2004; Murnen et al., 2002). Zelfrapportage heeft een groot nadeel ten opzichte van andere methoden, het is erg vatbaar voor sociale wenselijkheid. Binnen de forensische setting is sociale wenselijkheid zeker een probleem. Deelnemers zullen bijvoorbeeld niet graag toegeven dat zij attitudes hebben die verkrachting ondersteunen (Nosek, 2005).
In de Stable-2007, een veelgebruikt risicotaxatie-instrument dat zich richt op dynamische risicofactoren van zedendelinquenten, wordt vrouwvijandigheid gemeten door middel van gedrag (Fernandez et al., 2012). Als er sprake is van conflicten met meerdere vrouwen op verschillende levensgebieden of als negatieve denkbeelden duidelijk aanwezig zijn en gerelateerd zijn aan het huidige gedrag, kan iemand een hoge score krijgen op vrouwvijandigheid. Echter, door deze methode wordt wellicht niet pure vrouwvijandigheid gemeten maar worden scores mogelijk ook beïnvloed door sociale vaardigheden of zelfcontrole.
Om de bovengenoemde beperkingen te verminderen zijn impliciete methoden ontwikkeld om attitudes te meten. Impliciete methoden zijn metingen waarbij respondenten weinig controle hebben op de uitkomst en waarbij attitudes gereflecteerd kunnen worden waar respondenten zich niet bewust van zijn (De Houwer, 2006). Daarnaast wordt niet aan de respondent gevraagd om direct antwoord te geven op de vraag in hoeverre een attitude aanwezig is, maar wordt de attitude via een indirecte methode gemeten (De Houwer, 2006). Impliciete methoden gebruiken de reactiesnelheid op relevante stimuli om de sterkte van associaties te meten. Deze methoden bieden een manier om associaties te meten, zonder dat er sprake is van sociale wenselijkheid (Steffens, 2004).
Impliciete Associatietest
De impliciete associatietest (IAT) is een van de bekendste impliciete methoden, ontwikkeld door Greenwald, McGhee en Schwartz (1998). Deze test meet de relatieve sterkte van de associatie tussen twee contrasterende doelconcepten (bijvoorbeeld bloem vs. insect) en twee attributieconcepten (bijvoorbeeld negatief vs. positief). De proefpersoon moet de woorden uit deze categorieën sorteren via een computertaak door zo snel mogelijk op twee knoppen te drukken. De categorieën worden gecombineerd zodat twee categorieën onder de ene knop vallen (e.g. bloem en negatief) en twee categorieën onder de andere knop (e.g. insect en negatief). Vervolgens wisselen deze combinaties van categorieën (e.g. bloem en positief versus insect en negatief). Hoe sneller de reactietijden van de proefpersoon zijn, hoe sterker de associatie tussen het concept en de attributie wordt verondersteld te zijn. Uiteindelijk wordt het IAT-effect berekend door de gemiddelde reactietijden van de verschillende categoriecombinaties van elkaar af te trekken.
De IAT is in de afgelopen jaren veel toegepast in onderzoek op verschillende gebieden. De test is bijvoorbeeld gebruikt bij onderzoek naar zelfwaarde (Brown & Ryan, 2003), raciale
vooroordelen (McConnell & Leibold, 2001), impliciete cognitieve verstoringen bij pedoseksuelen (Mihailides, Devilly & Ward, 2004; Nunes, Firestone & Baldwin, 2007) en de automatische link tussen seks en macht bij seksueel agressieve mannen (Chapleau & Oswald, 2010). De
psychometrische kwaliteiten van de IAT zijn in het algemeen goed in vergelijking met andere
impliciete maten (Bar-Anan & Nosek, 2014; Bosson, Swann & Pennebaker, 2000). Uit een onderzoek van Bosson et al. (2000) blijkt dat de IAT een goede interne consistentie (α=.88) en een matige test-hertest betrouwbaarheid heeft (r =.69). In een meta-analyse zijn de convergente en discriminante validiteit van de IAT gericht op seksuele interesse in kinderen onderzocht (Babchishin, Nunes & Hermann, 2013). Uit deze meta-analyse blijkt dat de IAT in staat is om te discrimineren tussen groepen mensen met seksuele interesse in kinderen en mensen zonder deze interesse. Daarnaast blijkt de IAT een kleine tot middelmatige convergente validiteit te hebben (r=.27) met andere metingen van seksuele interesse. Ook uit een vergelijkend onderzoek van Bar-Anan en Nosek (2014) blijkt dat de convergente validiteit klein tot middelmatig is (r=.26). Uit een recente meta-analyse van Greenwald en collega’s (2009) blijkt dat de IAT redelijk in staat is (r =.274) om gedrag, opvattingen en
fysiologische metingen te voorspellen.
In de loop van de jaren zijn er naast veel lovende reacties ook kritieken gekomen op de IAT. Zo is de IAT bekritiseerd omdat deze alleen de relatieve sterkte van associaties meet (Blanton, Jaccar, Gonzales, & Christe, 2006). Het uiteindelijke IAT-effect kan daardoor beïnvloed worden door zowel de attitudes ten opzichte van het ene construct als de attitudes ten opzichte van het andere construct. Blanton en collega’s (2006) adviseren daarom een single-category IAT (SC-IAT) waarbij enkele constructen worden gemeten in plaats van relatieve constructen. Echter, deze SC-IAT is makkelijker fakebaar (Stieger, Goeritz, Hergovich & Voacek, 2011) en heeft minder goede psychometrische eigenschappen (Stieger et al., 2011; Bar-Anan & Nosek, 2014). Een ander punt van kritiek is dat de IAT niet goed genoeg is om op individueel niveau betrouwbaar te discrimineren (Blanton et al., 2009). Hierdoor zou de IAT niet gebruikt kunnen worden als diagnostisch instrument. Ondanks de kritieken, komt de IAT in een recent vergelijkend onderzoek naar voren als de impliciete methode met de beste psychometrische eigenschappen (Bar-Anan & Nosek, 2014).
Vrouwvijandigheid door impliciete maten
In een enkele studie is de IAT gebruikt om vrouwvijandigheid te meten. Berliant, Nunes en Sperling (2011) hebben in een niet-gepubliceerd cross-sectioneel onderzoek gekeken naar de relatie tussen verkrachting en impliciete en expliciete percepties over vrouwen onder mannelijke studenten (n=103). Zij hebben een IAT ontwikkeld waarin geslacht gerelateerd wordt aan positieve of negatieve woorden. Uit de resultaten blijkt dat een sterkere associatie tussen ‘vrouw’ en negatieve woorden op de IAT niet samenhangt met de neiging tot verkrachting. Wel blijkt een hoge score op een expliciete vragenlijst
naar vrouwvijandigheid samen te hangen met verkrachting. Opvallend is dat van de deelnemers met een hoge neiging tot verkrachting diegenen die een hoge expliciete score op vrouwvijandigheid hebben, juist lager scoren op de IAT dan diegenen met een lage expliciete score op
vrouwvijandigheid. Deze discrepantie tussen impliciete en expliciete opvattingen, waarbij een hoge expliciete vrouwvijandigheid samengaat met een lage impliciete vrouwvijandigheid, speelt volgens Berliant en collega’s (2011) mogelijk een rol in seksuele agressie. Echter, een goede theoretische onderbouwing wordt hiervoor niet gegeven.
Deze studie
Het is van belang om in beeld te krijgen in hoeverre vrouwvijandigheid een risicofactor is in het plegen van seksuele delicten tegen vrouwen. Het onderzoek naar vrouwvijandigheid bij
zedendelinquenten staat in kinderschoenen en eerdere onderzoeksresultaten zijn tegenstrijdig. Zoals hierboven beschreven kunnen de veelgebruikte expliciete methoden gevoelig zijn voor sociale wenselijkheid. De IAT is een impliciete methode en is hierdoor minder gevoelig voor ongewenste beïnvloeding (Steffens, 2004). In dit onderzoek zullen daarom zowel de HTWS (Lonsway & Fitzgerald, 1995) als de IAT gebruikt worden om vrouwvijandigheid bij zedendelinquenten te onderzoeken. De HTWS worden afgenomen om vrouwvijandige attitudes expliciet te meten. De IAT wordt gebruikt vrouwvijandigheid op een impliciete manier te meten. De categorie mannen is gekozen om te contrasteren met de categorie vrouwen in de IAT, de attributieconcepten zijn vals en
betrouwbaar. Het IAT-effect wordt berekend aan de hand van een algoritme van Greenwald en collega’s (2003). De score op de HTWS en het IAT-effect zullen vergeleken worden tussen de verschillende groepen: zedendelinquenten, geweldsdelinquenten en niet-delinquenten. De resultaten zullen gebruikt worden om de volgende vraag te beantwoorden:
In hoeverre hebben zedendelinquenten meer vrouwvijandige attitudes dan geweldsdelinquenten en niet-delinquenten, gemeten met de expliciete Hostility Toward Women Scale en de Impliciete Associatietest?
Verwacht wordt dat de zedendelinquenten meer vrouwvijandige attitudes hebben dan de
geweldsdelinquenten en de niet-delinquenten wanneer dit wordt gemeten door middel van de HTWS (hypothese 1). Deze hypothese is gebaseerd op de verschillende theorieën die ervan uitgaan dat vrouwvijandigheid samenhangt met seksuele agressie (Burt, 1980; Hall & Hirschman, 1991; Malamuth & Brown, 1994; Ward & Beech, 2005). Daarnaast zijn deze verwachtingen gebaseerd op meerdere onderzoeken die een verband laten zien tussen zelfgerapporteerde vrouwvijandigheid en seksuele agressie bij delinquenten (DeGue, DiLillo & Scalora, 2010; Milner & Webster, 2005) en een meta-analyse waarin een relatie wordt gevonden tussen zelfgerapporteerde vrouwvijandigheid en seksuele agressie (Murnen et al., 2003). In de tweede hypothese wordt verwacht dat
zedendelinquenten vijandiger zullen scoren op de IAT, dus een groter IAT-effect zullen hebben dan de geweldsdelinquenten en de delinquenten. Berliant en collega’s (2011) vonden in een
niet-gepubliceerd onderzoek geen verschillen in het IAT-effect tussen mensen met een lage of hogere neiging tot verkrachting. Echter, er zijn verschillende theorieën waarin vrouwvijandigheid wordt gekoppeld aan seksuele agressie en meerdere onderzoeken die een verband vinden tussen
vrouwvijandigheid en seksuele agressie bij delinquenten (DeGue, DiLillo & Scalora, 2010; Milner & Webster, 2005). Omdat een groter aantal van de onderzoeken wel een relatie vindt tussen seksuele agressie en vrouwvijandigheid wordt in de tweede hypothese verwacht dat er een verschil is in vrouwvijandigheid tussen de zedendelinquenten, geweldsdelinquenten en niet-delinquenten.
Er wordt verwacht dat de attitudes die gemeten zijn door de expliciete en impliciete methoden aan elkaar gecorreleerd zullen zijn (Babchishin et al., 2013; Bar-Anan & Nosek, 2014). Concreet wordt verwacht dat er een kleine tot middelmatige correlatie zal zijn tussen de IAT en de HTWS omdat beide methoden verwijzen naar vrouwvijandigheid maar de ene methode impliciet is en de andere methode expliciet (hypothese 3). In hypothese 4 wordt verwacht dat bij zedendelinquenten de correlatie tussen de impliciete en expliciete methode lager is dan bij geweldsdelinquenten en niet-delinquenten omdat het onderzoek van Berliant en collega’s (2011) wijst op een discrepantie tussen impliciete en expliciete methoden bij mensen met een hogere neiging tot verkrachting.
Methoden Steekproef
De totale onderzoeksgroep bestaat uit 108 mannen met een leeftijd tussen de 18 en 65 jaar (M =38.61, SD = 11.60) en een heteroseksuele of biseksuele geaardheid onderverdeeld in 3 subgroepen. De eerste subgroep (n=28) bestaat uit mannelijke zedendelinquenten uit drie verschillende Forensisch
Psychiatrische Centra (FPC). Hun slachtoffers zijn vrouwen van 14 jaar of ouder en minstens 1 slachtoffer van 16 jaar of ouder. De tweede subgroep (n=46) bestaat uit mannelijke
geweldsdelinquenten uit de drie FPC’s die nooit veroordeeld zijn geweest voor een zedendelict. Voor beide groepen geldt dat er geen sprake mag zijn van een acute psychose of een hoge dosis
antipsychotica. De laatste groep (n=33) is een controlegroep van mannen uit de samenleving. Deelname aan het onderzoek is uitgesloten als iemand onder psychologische of psychiatrische behandeling is, psychotrope medicatie gebruikt of ooit veroordeeld is voor een misdrijf. Exclusiecriteria voor deze groep zijn door middel van zelfrapportage uitgevraagd.
Beschrijvende analyses zijn uitgevoerd om te kijken of de groepen van elkaar verschillen op de controlevariabelen en testvariabelen, zie Tabel 1. Per kenmerk is aangegeven welke groepen significant van elkaar verschillen. De groepen blijken te verschillen in leeftijd waarbij
zedendelinquenten gemiddeld ouder zijn dan de geweldsdelinquenten en niet-delinquenten. Verder is de langste relatie van de geweldsdelinquenten significant minder lang dan die van de
andere twee groepen. Ook blijkt dat zedendelinquenten en geweldsdelinquenten minder vaak een relatie hebben op het moment van de testafname dan de niet-delinquenten. Dat is niet verwonderlijk gezien het feit dat ze in een FPC verblijven. De delinquenten hebben een lager opleidingsniveau dan de niet-delinquenten. Tot slot blijken er geen verschillen te zijn in geboorteland, NLV-score en score op de sociale wenselijkheid schaal Balanced Inventory of Desirable Responding.
Procedure
Werving van de zedendelinquenten en geweldsdelinquenten is gedaan in de FPC’s. Eerst is door middel van een dossierstudie een selectie gemaakt van de patiënten die voldoen aan de criteria. Zij zijn vervolgens benaderd door de onderzoekers om mee te doen aan het onderzoek. Werving van de niet-delinquenten is gericht gedaan door middel van flyeren en werven op straat, bij voetbalverenigingen, in een snackbar en in een tuinbouwbedrijf. Om te controleren of potentiële deelnemers aan de inclusiecriteria voldeden, werd een screeningsvragenlijst afgenomen voordat een afspraak werd gemaakt voor de testafname.
Iedere respondent heeft een informatiebrief gelezen en een informed consent getekend voordat de testafname begon. In de informatiebrief staat het doel van het onderzoek beschreven en is de vertrouwelijkheid en vrijwilligheid benadrukt. In de informed consent hebben de participanten toestemming gegeven voor deelname aan het onderzoek en voor het gebruik van de
onderzoeksresultaten. Bij het werven van alle deelnemers is benadrukt dat deelname anoniem is en dat zij een vergoeding van tien euro ontvangen voor deelname.
De tests en vragenlijsten zijn via een laptop afgenomen. Naast de IAT en vragenlijsten die voor deze studie gebruikt worden, zijn ook enkele andere vragenlijsten en tests afgenomen die buiten het bestek van dit verslag vallen. De testsessies duurden maximaal 1,5 uur en gemiddeld ongeveer een uur. Tussen de verschillende onderdelen was een mogelijkheid tot pauze. Na de testafname vond de debriefing plaats en heeft de deelnemer de mogelijkheid gehad om vragen te stellen. De uitbetaling van de vergoedingen verschilde per locatie, de controlegroep kreeg direct uitbetaald. In de FPC werden de vergoedingen via de kliniek afgehandeld.
Materiaal
HTWS – De revised Hostility Toward Women Scale (HTWS; origineel van Check, 1985; herzien door Lonsway & Fitzgerald, 1995) is een vragenlijst die vrouwvijandigheid meet door middel van tien items. De items kunnen met ja of nee beantwoord worden. Een voorbeelditem is: ‘Ik denk dat de
Tabel 1. Verschillen in controle en testvariabelen tussen zedendelinquenten, geweldsdelinquenten en niet-delinquenten
Groep Zedendelinquentena Geweldsdelinquentenb Niet-delinquentenc ANOVA/Chi-kwadraat
n Score1 n Score n Score F/χ2 p
Controlevariabelen Leeftijd 28 44.04 (12.14) bc 44 37.34 (9.20) a 33 35.58 (12.86) a 4.74 .011 Geboorteland 28 46 32 5.49 (χ2) .054 Geboren in NL 22 (78.6) 31 (67.4) 29 (90.6) Niet geboren in NL 6 (21.4) 15 (32.6) 3 (9.4) Langste relatie 28 103.75 (79.32) 45 53.62 (51.40) c 29 108.52 (143.45)b 4.01 .021 Relatiestatus 28 46 33 10.18 (χ2) .006 Geen relatie 23 (82.1) 33 (71.7) 15 (45.5)
Wel een relatie 5 (17.9) 13 (28.3) 18 (54.5)
Opleiding 25 2.12 (1.01) c 40 2.13 (.99) c 32 2.84 (.57) ab 7.15 .001 NLV-score 25 89.00 (10.63) 35 86.37 (10.59) 14 91.43 (13.30) 1.12 .331 BIDR-score 28 61.75 (9.37) 46 62.43 (9.35) 33 65.73 (15.40) 1.11 .334 Expliciete beoordeling Man/vals 28 5.32 (2.06) 45 5.18 (2.48) 33 4.64 (2.21) .81 .450 Man/eerlijk 28 6.25 (2.10) 45 6.02 (2.11) 33 6.48 (1.91) .49 .614 Vrouw/vals 28 5.14 (2.07) 45 5.18 (2.53) 33 5.79 (2.10) .85 .431 Vrouw/eerlijk 28 6.50 (1.88) 45 6.84 (2.30) 33 6.52 (1.99) .33 .717 1
meeste vrouwen zouden liegen om iets te bereiken’. De somscore van de tien items vormt de HTWS-totaalscore (α = .715). Een hoge HTWS-score betekent een hoge mate van vrouwvijandigheid.
Impliciete Associatie Test – De IAT is gebruikt om vrouwvijandige attitudes te meten (Greenwald et al., 1998). De test meet door middel van de reactietijden van de proefpersonen de relatieve sterkte van de associatie tussen een concept in het geheugen en een attributie. Om deze test te programmeren en af te kunnen nemen is gebruik gemaakt van het programma Inquisit 4. De IAT bestaat uit zeven blokken die elk bestaan uit 20 (oefenblokken) of 40 trials (testblokken), zie Tabel 2. In elk blok moet de respondent een stimulus toekennen aan de juiste categorie door met de linkerhand of de rechterhand te reageren. Inquisit meet het aantal milliseconden dat elke respondent nodig heeft voor het toekennen van de stimulus aan de categorie. Ook registreert het programma de keren dat een respondent de stimulus niet bij de juiste categorie indeelt, dit wordt weergegeven in
foutenpercentages. Na een foute respons dient de respondent alsnog de goede respons te geven voordat de volgende trial verschijnt.
De respondent zal de stimuli moeten indelen in twee categorieën met concepten en twee categorieën met attributies. De concepten zijn man, gemeten door de woorden mijnheer, heer, kerel, hij en jongen, en vrouw, gemeten door de woorden mevrouw, dame, jongedame, zij en meisje. De attributies zijn betrouwbaar, gemeten door de woorden open, loyaal, oprecht, eerlijk en waarheid, en vals, gemeten door de woorden vals, bedriegen, achterbaks, hypocriet, liegen. Het programma Inquisit presenteert de items uit de categorieën in willekeurige volgorde. Elk blok begint met instructies waaruit duidelijk wordt wanneer met de linkerhand gedrukt moet worden en wanneer met de
rechterhand. Ook wordt benadrukt dat het belangrijk is om snel te reageren en zo min mogelijk fouten te maken. Bij de helft van de participanten vindt tijdens blok 3 en 4 het vrouw-eerlijk/man-vals blok plaats en bij blok 6 en 7 het vrouw-vals/man-eerlijk blok. Deze methode wordt counterbalancing genoemd en hiermee wordt gecontroleerd voor volgorde effecten van de IAT (Greenwald et al., 1998). Het IAT-effect wordt berekend via een algoritme dat gebruik maakt van de reactietijden op het vrouw-vals/man- betrouwbaar blok en de reactietijden op het vrouw-betrouwbaar/man-vals blok. Dit
algoritme wordt gepresenteerd door Greenwald, Nosek en Banaji (2003) en leidt tot robuustere resultaten dan conventionele methoden, zie Tabel 3. Een positief IAT-effect wijst op een sterkere associatie tussen vrouw/vals en man/betrouwbaar, dan tussen man/vals en vrouw/betrouwbaar. Een negatief IAT-effect wijst op een sterkere associatie tussen man/vals en vrouw/betrouwbaar.
Controlevariabelen – Om te onderzoeken of de groepen vergelijkbaar zijn, zijn verder een aantal demografische gegevens uitgevraagd. De gemiddelden en standaarddeviaties van deze variabelen staan vermeld in Tabel 1. Als eerste is naar de leeftijd, het geboorteland en het opleidingsniveau van de respondenten gevraagd. Het opleidingsniveau is ingedeeld in vier categorieën: 1) geen opleiding of alleen basisschool, 2) vmbo, mavo, vbo of mulo, 3) MBO en 4) havo, hbs of vwo.
Tabel 2. Overzicht van de blokken en trials in de IAT
Blok Aantal trials
Functie Categorieën waarop met links gereageerd moet worden
Categorieën waarop met rechts gereageerd moet worden
1 20 Oefen vrouw Man
2 20 Oefen vals Betrouwbaar
3 20 test, congruent vrouw+vals man+betrouwbaar 4 40 test, congruent vrouw+vals man+betrouwbaar
5 20 Oefen man Vrouw
6 20 test, incongruent man+vals vrouw+betrouwbaar 7 40 test, incongruent man+vals vrouw+betrouwbaar
Daarnaast is aan de respondenten gevraagd of zij een relatie hebben en hoe lang hun langste relatie heeft geduurd. Een aantal respondenten heeft in plaats van het aantal maanden het aantal jaar van hun langste relatie genoemd en dit in hun antwoord vermeld. Deze antwoorden zijn door de onderzoekers omgerekend naar het aantal maanden. Verwacht wordt dat voornamelijk de relatiestatus op het moment van de testafname van invloed zal zijn op de attitudes ten opzichte van vrouwen gedurende het onderzoek. De Nederlandse Leestest voor Volwassenen is gebruikt als snelle screener voor verbale intelligentie (Schmand, Lindeboom & Van Harskamp, 1992). Verder is een verkorte versie van de Balanced Inventory of Desirable Responding (BIDR, Paulhus, 1988) afgenomen om te controleren voor sociale wenselijkheid. Deze vragenlijst bestaat uit 20 items, voorbeelditems zijn ‘Als ik mensen vertrouwelijk hoor praten probeer ik niet mee te luisteren’ en ‘Ik gehoorzaam de wet altijd, ook als het onwaarschijnlijk is dat ik word gepakt’. De antwoordcategorieën bestaan uit een
5-puntsschaal waarbij een score van 1) helemaal oneens is en een score van 5) helemaal eens. De twintig items zijn omgevormd tot één schaalvariabele met de somscore op deze stellingen (α = .77). Een hoge score op deze schaal betekent een hoge mate van sociale wenselijkheid. Tot slot zijn vier vragen gesteld aan de respondenten ter controle en aanvulling op de informatie uit de IAT. Hierin wordt aan de respondenten expliciet gevraagd om een cijfer tussen de 1 en 10 te geven aan de mate
Tabel 3. Stappenplan van het verbeterde IAT score algoritme (Greenwald et al., 2003) 1 Verwijder trials met reactietijden > 10 000 ms.
2 Excludeer data van deelnemers die op > 10 % van de trials een reactietijd van < 300 ms hebben.
3 Behoud de reactietijden van de trials waarop in eerste instantie een fout is gemaakt.
4 Bereken de gemiddelde reactietijden van blok 3, 4, 6 en 7.
5 Bereken de standaarddeviaties van alle trials in blok 3 en 6 en alle trials in blok 4 en 7.
6 Bereken twee gemiddelde verschilscores (GemBlok6 – GemBlok3 en GemBlok7 – GemBlok4).
7 Deel elke verschilscore door de geassocieerde standaarddeviatie zoals berekend in stap 5.
8 Het IAT-effect (D score) wordt berekend door het gemiddelde van de twee quotiënten uit stap 7 te nemen.
waarin zij de categorieën van de IAT bij elkaar vinden passen. Voorbeeldvragen zijn: ‘Hoe erg vindt u het woord eerlijk passen bij mannen?’ en ‘Hoe erg vindt u het woord vals passen bij vrouwen?’. Een overzicht van de gemiddelden en standaarddeviaties van deze beoordelingen staat in Tabel 1.
Data-analyse
Om de eerste hypothese te testen zijn HTWS-scores van de drie groepen met elkaar vergeleken door middel van een eenweg ANOVA. Vervolgens worden de controlevariabelen waarop de
zedendelinquenten significant van de andere groepen verschillen meegenomen in een ANCOVA. Relatiestatus is toegevoegd als factor en leeftijd en opleidingsniveau als covariaten. Om de tweede hypothese te toetsen zijn de IAT-effecten via een eenweg ANOVA vergeleken tussen de drie verschillende groepen. Een contrastanalyse is uitgevoerd om te kijken of delinquenten anders scoren dan niet-delinquenten en om te kijken of zedendelinquenten en geweldsdelinquenten van elkaar verschillen. Vervolgens zijn in een ANCOVA de controlevariabelen relatiestatus, leeftijd en
opleidingsniveau meegenomen. Om de derde hypothese te toetsen wordt de correlatie berekend tussen de HTWS-score en het IAT-effect. Om de vierde hypothese te beantwoorden wordt binnen elke groep de correlatie tussen de HTWS en het IAT-effect berekend en wordt met behulp van Fischer’s Z toets gekeken of deze correlaties van elkaar verschillen.
Resultaten
Om de eerste hypothese te toetsen zijn de scores van de drie groepen op de HTWS met elkaar vergeleken door middel van een eenweg ANOVA. Op basis van de ANOVA blijkt dat er geen
significant verschil is tussen de drie groepen, zie Tabel 5. Vervolgens is een ANCOVA uitgevoerd om te bepalen of er een significant verschil is tussen zedendelinquenten, geweldsdelinquenten en de controlegroep met of zonder een relatie in de HTWS-score gecontroleerd voor leeftijd en opleidingsniveau. Er is geen significant effect gevonden van groep [F(2,95) = 2.02, p = .139] en relatiestatus [F(1,95) = 2.46, p = .121] op de HTWS-score als gecontroleerd wordt voor leeftijd en opleidingsniveau.
Om de tweede hypothese te toetsen is het IAT-effect berekend. Om de interne consistentie van de IAT te testen, is een split-half betrouwbaarheidsscore berekend voor de IAT scores. Twee D-scores zijn berekend via hetzelfde algoritme als eerder beschreven, maar dit keer apart voor de even en oneven trials. Met de Spearman-Brown formule is aangetoond dat er een sterke split-half correlatie is ( r = .868). Een eenweg ANOVA is gedaan om de gemiddelde IAT-effecten van de drie groepen te vergelijken. De resultaten van deze ANOVA zijn weergegeven in Tabel 5. De drie groepen hebben allen een positieve IAT-score wat aangeeft dat zij een snellere reactie hebben gehad op het vrouw-vals/man-betrouwbaar blok dan op het vrouw-betrouwbaar/man-vals blok. Uit de ANOVA blijkt dat er sprake is van een marginaal significant verschil tussen de drie groepen met betrekking tot het IAT-effect waarbij zedendelinquenten de laagste score hebben en de controlegroep de hoogste score. Geplande contrasten laten zien dat zedendelinquenten en geweldsdelinquenten een significant lagere IAT score hebben dan de controlegroep [t(104) = -2.30, p =.024]. Tussen de geweldsdelinquenten en zedendelinquenten is geen verschil [t(104) = -.23, p = .816]. Vervolgens is een ANCOVA uitgevoerd om te bepalen of er een significant verschil is tussen zedendelinquenten, geweldsdelinquenten en de controlegroep met of zonder een relatie in het IAT-effect gecontroleerd voor leeftijd en
opleidingsniveau. Er is geen significant effect gevonden van groep [F(2,95) =1.36, p = .262] en relatiestatus [F(1,95) = .16, p = .689] op het IAT-effect als gecontroleerd wordt voor leeftijd en opleidingsniveau. Ook is er geen interactie-effect tussen groep en relatiestatus [ F (2,95) = .78, p = .463]. Tot slot is gekeken naar de expliciete beoordelingen van de items, ook hierop verschillen de drie groepen niet van elkaar, zie Tabel 1.
Omdat de score op de HTWS niet normaal verdeeld is [D(108) =.18, p =.000], zal Spearman’s rangcorrelatietoets gebruikt worden om de derde hypothese te toetsen. De variabele IAT-effect heeft één uitbijter, deze wordt niet verwijderd omdat er geen storende invloed uitgaat van deze meting. Uit de toets blijkt dat er geen significante relatie is tussen de uitkomsten op de IAT en de HTWS [r =-.03, n = 108, p =.787].
Vervolgens is binnen de drie groepen Spearman’s rangcorrelatie toets uitgevoerd om de vierde hypothese te beantwoorden. Binnen de groep zedendelinquenten is geen significante relatie gevonden tussen de HTWS en de IAT [r = -.06, n = 28, p =.766]. Ook binnen de groep geweldsdelinquenten is
Tabel 5. ANOVA met HTWS en IAT-effect als afhankelijke variabelen en groep als factor
geen significante relatie gevonden tussen de HTWS en de IAT [r = .02, n = 46, p =.897]. Tot slot is binnen de controlegroep ook geen significante relatie gevonden tussen beide methoden [r = -.129, n = 33, p =.473]. Fisher’s Z toets wijst uit dat de correlaties van zedendelinquenten en
geweldsdelinquenten niet significant verschillen [Z = .318, p < .05]. Ook de correlaties van de zedendelinquenten en de controlegroep verschillen niet significant van elkaar [Z = .257, p < .05].
Discussie
In dit onderzoek is gekeken naar de mate van vrouwvijandigheid bij zedendelinquenten door middel van een expliciete methode en een impliciete methode. De zedendelinquenten zijn vergeleken met geweldsdelinquenten en niet-delinquenten. In de eerste hypothese is verwacht dat zedendelinquenten een hogere mate van vrouwvijandigheid zouden hebben dan de andere groepen indien dit gemeten werd door de Hostility Toward Women Scale (Lonsway & Fitzgerald, 1995). Deze hypothese is gebaseerd op meerdere onderzoeken die een relatie vinden tussen vrouwvijandigheid en seksuele agressie (DeGue et al., 2010; Milner & Webster, 2005; Murnen et al., 2003). Uit dit onderzoek is gebleken dat er geen verschillen zijn tussen de groepen in de mate van vrouwvijandigheid gemeten door deze expliciete methode, ook niet als gecontroleerd wordt voor leeftijd, opleidingsniveau en relatiestatus. De eerste hypothese wordt daarom verworpen.
In de tweede hypothese is op basis van eerdere onderzoeken gesteld dat zedendelinquenten een groter IAT effect zullen hebben dan geweldsdelinquenten en niet-delinquenten (DeGue et al., 2010; Milner & Webster, 2005; Murnen et al., 2003). Alle drie de groepen hebben een positief IAT-effect wat erop wijst dat zij een sterkere vals/man-betrouwbaar associatie hebben dan vrouw-betrouwbaar/man-vals associatie. Uit de eerste analyse blijkt dat er verschillen zijn tussen deze drie groepen, maar niet in de verwachte richting. Zedendelinquenten en geweldsdelinquenten hebben een lagere IAT-score dan de controlegroep. Tussen de zedendelinquenten en geweldsdelinquenten zijn in tegenstelling tot de verwachtingen geen verschillen gevonden (Milner & Webster, 2005). Wanneer rekening gehouden wordt met leeftijd, relatiestatus en opleidingsniveau verdwijnen alle verschillen tussen de drie groepen. Kortom, er zijn geen aanwijsbare verschillen tussen de drie groepen in vrouwvijandigheid gemeten door de IAT en de tweede hypothese wordt verworpen.
Groep Zedendelinquenten Geweldsdelinquenten Controlegroep ANOVA
M SD M SD M SD F p
HTWS 11.21 1.71 11.87 1.89 12.15 2.17 1.85 .162
In de derde hypothese is gesteld dat de IAT en de HTWS scores met elkaar zullen
samenhangen omdat beide methoden bedoeld zijn om vrouwvijandigheid te meten. Uit dit onderzoek is geen samenhang naar voren gekomen tussen de methoden en deze hypothese wordt verworpen. In de laatste hypothese is gesteld dat de correlatie tussen de IAT en de HTWS binnen de groep
zedendelinquenten het laagst zal zijn. Ook deze hypothese wordt verworpen, binnen de controlegroep is de grootste discrepantie gevonden tussen opvattingen over vrouwen gemeten door impliciete en expliciete methoden. Er zijn daarnaast geen verschillen gevonden tussen de drie correlaties binnen de groepen.
Opvallend is dat de zedendelinquenten niet hoger scoren op de HTWS en de IAT dan de geweldsdelinquenten en de controlegroep. Deze uitkomsten zijn tegenstrijdig met de verwachtingen gebaseerd op eerdere onderzoeken (Babchishin et al., 2013; Bar-Anan & Nosek, 2014). Sociale wenselijkheid lijkt geen verklaring voor de onverwachte resultaten omdat de IAT op indirecte manier vrouwvijandigheid meet waardoor deze minder makkelijk fakebaar zou zijn (Stieger et al., 2011). Daarnaast blijkt uit de eveneens afgenomen Balanced Inventory of Desirable Responding (Paulhus, 1988) dat er geen verschillen te zijn tussen de drie groepen in mate van sociale wenselijkheid.
In het kader van de tbs-maatregel krijgen delinquenten in een FPC een intensieve behandeling, mogelijk kan dit een verklaring bieden voor de uitkomsten. Over de precieze effecten van deze
behandeling bij zedendelinquenten op de verschillende dynamische risicofactoren is nog weinig bekend (De Ruiter, Veen & Greeven, 2008). Wel blijkt uit onderzoek dat in de FPC behandelde zedendelinquenten significant minder recidiveren dan vergelijkbare niet behandelde
zedendelinquenten (Smid, Kamphuis, Wever & Van Beek, 2014). Het is mogelijk dat de
behandelingen binnen de FPC’s effect hebben op de attitudes van (zeden)delinquenten, dit is immers een van de doelen van de behandeling. Post hoc analyses op een subsample van delinquenten wijzen uit dat het aantal maanden dat proefpersonen in een FPC verbleven positief samenhangt met de score op de expliciete maat van vrouwvijandigheid1, zie Grafiek 1 in de Supplementaire analyses. Verder blijkt dat het aantal maanden in een FPC niet samenhangt met de IAT D-score2, zie Grafiek 2 in de Supplementaire analyses. De positieve relatie tussen het aantal maanden in tbs behandeling en de score op HTWS is opvallend, dit betekent dat delinquenten vijandiger zijn naar vrouwen naarmate zij langer in een FPC verblijven. De verwachte behandeleffecten worden in deze post hoc analyse dus niet gevonden en een lang verblijf in een FPC lijkt eerder een tegenovergesteld effect te hebben. Een verklaring hiervoor zou kunnen zijn dat de mensen die lange tijd in een FPC verblijven kampen met heftigere problematiek en daarbij vijandiger staan ten opzichte van vrouwen. Daarnaast hebben zij vaak lange tijd weinig normaal contact met vrouwen buiten hun behandelteam om. Analyse van de scatterplot laat zien dat dit effect voornamelijk bij geweldsdelinquenten zichtbaar is, zie Grafiek 1. In
1 Spearman’s rangcorrelatie tussen HTWS en aantal maanden in FPC: r =.503, n = 30, p =.005. 2 Spearman’s rangcorrelatie tussen IAT en aantal maanden FPC: r =-.082, n = 30, p =.666.
vervolgonderzoek zou een grotere groep tbs-patiënten meegenomen moeten worden om uitspraken te kunnen doen over de relatie tussen de opnameduur en vrouwvijandigheid. Een kanttekening bij deze post hoc analyse is dat de lengte van het verblijf in een FPC geen rechtstreekse meting is van het aantal behandeluren dat iemand heeft gehad. In vervolgonderzoek zouden gegevens over behandeluren gestructureerd bijgehouden moeten worden voordat hierover verdere uitspraken gedaan kunnen worden.
Een andere verklaring voor de uitkomsten is dat zedendelinquenten in feite niet meer vrouwvijandige attitudes hebben dan gemiddeld en dat er ook geen afname is van deze attitudes gedurende het verblijf in een FPC. Dit is in overeenstemming met eerder genoemde onderzoeken die geen verband vinden tussen vrouwvijandigheid en seksuele agressie (Caputo et al., 1999; Forbes & Adams-Curtis, 2001; Forbes et al., 2004; Zakireh et al., 2008). Indien deze verklaring waar is, lijkt vrouwvijandigheid geen rol te spelen in het ontstaan van seksuele agressie en zou hierop niet specifiek gefocust hoeven te worden bij behandelinterventies en risicotaxatie. Echter, onderzoeken zijn
tegenstrijdig en vervolgonderzoek is vereist voordat hierover harde uitspraken gedaan kunnen worden.
Een verklaring voor de uitkomsten op de IAT is dat zedendelinquenten mogelijk meer dan gewone mannen vijandig zijn naar zowel mannen als vrouwen. Omdat mannen de referentiecategorie zijn in de IAT wordt geen pure vrouwvijandigheid gemeten maar de relatieve vrouwvijandigheid in vergelijking tot attitudes ten opzichte van mannen. Stel dat zedendelinquenten heel vijandig staan tegenover mannen en enigszins vijandig tegenover vrouwen, dan zal er een negatief IAT-effect uitkomen. Echter, dit betekent niet dat zedendelinquenten niet vrouwvijandig zijn maar het betekent alleen dat ze vijandiger staan ten opzichte van mannen dan ten opzichte van vrouwen. Het gebruik van een referentiecategorie en de relatieve associatiesterkte als uitkomstmaat is een bekend nadeel van de IAT (Blanton et al., 2006).
Opvallend is dat er geen relatie is gevonden tussen de HTWS en de IAT ondanks dat beide methoden bedoeld zijn om vrouwvijandigheid te meten. Een verklaring hiervoor kan zijn dat de IAT en de HTWS in feite een ander construct meten. Zoals hierboven beschreven wordt in de IAT een relatieve associatiesterkte gemeten en dus geen pure vrouwvijandigheid. Ook bij de constructvaliditeit van de HTWS kunnen vraagtekens geplaatst worden, ondanks dat de vragenlijst al vaak gebruikt is om vrouwvijandigheid te meten. Lonsway en Fitzgerald (1995) vragen zich af of de HTWS wel echt vijandigheid naar vrouwen meet omdat sommige items meer lijken te gaan over vertrouwen en het niet aardig vinden van vrouwen. Zij raden aan om meer onderzoek te doen naar de psychometrische kwaliteiten van deze vragenlijst. Tot op heden is dergelijk onderzoek is niet vindbaar in de literatuur.
Beperkingen
Een beperking van deze studie is dat een zeer specifieke groep delinquenten getest is, namelijk tbs-patiënten. Deze groep delinquenten zijn in een FPC geplaatst vanwege een ‘gebrekkige ontwikkeling of ziekelijke stoornis van zijn geestvermogens’ en zijn (deels) ontoerekeningsvatbaar verklaard (artikel 37, lid 1 van Wetboek van Strafrecht). De resultaten van het onderzoek zijn daarom niet generaliseerbaar naar andere groepen zedendelinquenten die geen stoornis hebben. Daarnaast wordt in een FPC een intensieve behandeling gegeven en zou dit de resultaten van het onderzoek kunnen beïnvloeden. Het was nuttig geweest om van alle patiënten bij te houden hoe lang zij al in een FPC verbleven om enige uitspraken te doen over de effecten van de behandeling. In vervolgonderzoek zouden tbs-patiënten vergeleken kunnen worden met delinquenten in de gevangenis omdat in een gevangenis geen- of veel minder intensieve behandeling wordt gegeven en delinquenten hier vaak minder ernstige psychische problematiek hebben. Mogelijk wordt een verschil gevonden in vrouwvijandige opvattingen tussen deze groepen.
Een andere beperking van dit onderzoek is dat aan de geweldsdelinquenten en
niet-delinquenten niet is gevraagd of zij ooit een seksueel delict hebben gepleegd. Dit is niet gedaan omdat deze vraag potentiële deelnemers had kunnen afschrikken. Er kan dus niet met honderd procent zekerheid gezegd worden dat participanten uit de geweldsgroep en controlegroep geen seksueel geweld hebben gepleegd. Voornamelijk voor de geweldsgroep is het mogelijk dat een gedeelte van de participanten ooit een seksueel delict heeft gepleegd. Veel van de geweldsdelinquenten hebben antisociale trekken en dat is een belangrijke risicofactor voor het plegen van een seksueel delict (Hanson & Morton-Bourgon, 2009).
Een laatste beperking van dit onderzoek is dat vier van de vijf de testafnemers vrouwelijk zijn. Hierdoor is het mogelijk dat er sprake is geweest van experimenter effects waarbij de testafnemers de resultaten van het onderzoek onbewust hebben beïnvloed. In een klassiek onderzoek van Rumenik, Capasso en Hendrick (1977) wordt gesproken over de invloed van de sekse van de testafnemer op de testresultaten. Zij adviseren om evenveel mannen als vrouwen de testafname te laten doen in
wetenschappelijk onderzoek. Het effect van de testafnemers is in deze studie zoveel mogelijk geminimaliseerd doordat participanten op een laptop de tests deden en vragenlijsten invulden zonder dat de testafnemer meekeek.
Implicaties voor behandeling en vervolgonderzoek
Behandeling van delinquenten is effectief als de intensiviteit aansluit op de mate van het recidiverisico (Andrews & Bonta, 2010). Daarnaast is behandeling effectief als deze zich focust op criminogene factoren. Recent onderzoek van Hanson en Morton-Bourgon (2009) ondersteunt dit principe ook bij zedendelinquenten. Om de behandeling van zedendelinquenten te verbeteren is het van belang om
specifieke protocollen te ontwikkelen die zich richten op deze criminogene factoren. Het doel van dit onderzoek was om door middel van het in kaart brengen van verschillen in vrouwvijandigheid tussen zedendelinquenten, geweldsdelinquenten en niet-delinquenten een bijdrage te leveren aan de kennis over deze factoren. De uitkomsten van deze studie suggereren dat zedendelinquenten in tbs
behandeling evenveel vijandige attitudes hebben ten opzichte van vrouwen als geweldsdelinquenten en niet-delinquenten. Op basis van deze uitkomsten zou in de behandeling van zedendelinquenten niet specifiek op vrouwvijandigheid gefocust hoeven worden omdat dit geen criminogene factor lijkt te zijn. Echter, vrouwvijandigheid is tot op heden moeilijk te meten. Onderzoeken die de Hostility Toward Women Scale (Lonsway & Fitzgerald, 1995) gebruiken vinden tegenstrijdige resultaten. De vrouw/vals-man/betrouwbaar IAT is ontwikkeld om vrouwvijandigheid op een impliciete manier te meten. Dit is na het niet-gepubliceerde onderzoek van Berliant en collega’s (2011) de eerste keer dat deze versie van de IAT is gebruikt. Het is het van belang om te onderzoeken in hoeverre deze IAT daadwerkelijk vrouwvijandigheid meet en in hoeverre deze IAT in staat is om seksuele agressie te voorspellen. Replicatie van het huidig onderzoek, ook in andere populaties, wordt daarom aangeraden om de validiteit en betrouwbaarheid van de IAT te onderzoeken.
Referenties
Abbey, A. & McAuslan, P. (2004). A longitudinal examination of male college students’ perpetration of sexual assault. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 72(5) 747 – 756.
Andrews, D. A., Bonta, J., & Hoge, R. D. (1990). Classification for effective rehabilitation: Rediscovering psychology. Criminal Justice and Behavior, 17, 19-52.
Babchishin, K. M., Nunes, K. L., & Hermann, C. A. (2013). The validity of implicit association test (IAT) measures of sexual attraction to children: a meta-analysis. Archives of Sexual Behaviour, 42, 487 – 499.
Bar-Anan, Y., & Nosek, B. A. (2014). A comparative investigation of seven indirect attitude measures. Behavior Research Methods, 46(3), 668 – 688.
Berliant, J., Nunes, K. L., & Sperling, A. (2011, November). Is Inconsistency between Implicit and Explicit Perceptions of Women Associated with Likelihood to Rape? Poster presented at the 30th Annual Research and Treatment Conference of the Association for the Treatment of Sexual Abusers, Toronto, ON.
Blanton, H., Jaccar, J., Gonzales, P. M., & Christe, C. (2006). Decoding the implicit association test: Implications for criterion prediction. Journal of Experimental Social Psychology, 42(2), 192 – 212.
Blanton, H., Jaccard,J., Klick, J., Mellers,B., Mitchell,G., & Tetlock, P. E. (2009). Strong claims and weak evidence: Reassessing the predictive validity of the IAT. Journal of Applied Psychology, Vol 94(3), 567 – 582.
Bohner, G., Jarvis, C., Eyssel, F., & Siebler, F. (2005). The causal impact of rape myth acceptance on men’s rape proclivity: Comparing sexually coercive and noncoercive men. European. Journal of Social Psychology, 35, 819 – 828.
Bosson, J. K., Swann Jr., W. B., & Pennebaker, J. W. (2000). Stalking the perfect measure of self-esteem: the blind men and the elephant revisited? Journal of Personality and Social Psychology, 79(4), 631 – 643.
Brown, K. W., & Ryan, R. M. (2003). The benefit of being present: mindfulness and its role in psychological well-being. Journal of Personality and Social Psychology, 84(4), 822 – 848. Burt, M. R. (1980). Cultural myths and supports for rape. Journal of Personality and Social
Psychology, 38(2), 217 – 230.
Caputo, A. A., Frick, P. J., & Brodsky, S. L. (1999). Family violence and juvenile sex offending: The potential role of psychopathic traits and negative attitudes toward women. Criminal Justice and Behavior, 26, 338–356.
Chapleau, K. M., & Oswald, D. L. (2010). Power, sex and rape myth acceptance: testing two models of rape proclivity. Journal of Sex Research, 47(1), 66 – 78.
Check, J. V. P. (1985). The Hostility Toward Women Scale (Doctoral dissertation, University of Manitoba, 1984). Dissertation Abstracts International, 45 (12).
Cohen, J. (1977). Statistical power for the behavioral sciences (Rev. ed.). New York: Academic Press. De Gue, S., & DiLillo, D. (2004). Understanding perpetrators of nonphysical sexual coercion:
characteristics of those who cross the line. Violence and Victims, 19(6), 673 – 688.
DeGue, S., DiLillo, D., & Scalora, M. (2010). Are all perpetrators alike? Comparing risk factors for sexual coercion and aggression. Sexual Abuse: a Journal of Research and Treatment, 22(4), 402 – 426.
Europees Agentschap voor Grondrechten, FRA (2014). Violence against women: an EU-wide survey. Main results. Geraadpleegd via < http://fra.europa.eu/en/publications-and-resources>.
Fernandez, Y., Harris, A. J. R., Hanson, R. K., & Sparks, J. (2012). Stable-2007. Scorehandleiding (herziene uitgave 2012). Utrecht: De Forensische Zorgspecialisten.
Flood, M., & Pease, B. (2009). Factors influencing attitudes to violence against women. Trauma, Violence and abuse, 10(2), 125 – 142.
Forbes, G. B., Adams-Curtis, L. E. (2001). Experiences with sexual coercion in college males and females. Journal of Interpersonal Violence, 16(9), 865 – 889.
Forbes, G. B., Adams-Curtis, L. E. & White, K. B. (2004). First- and second-generation measures of sexism, rape myths and related beliefs, and hostility toward women. Violence Against Women 10(3), 236 – 261.
Greenwald, A. G., McGhee, D. E., & Schwartz, J. L. K. (1998). Measuring individual differences in implicit cognition: the implicit association test. Journal of Personality and Social
Greenwald, A. G., Nosek, B. A., & Banaji, M. R. (2003). Understanding and using the implicit association test: I. an improved scoring algorithm. Journal of Personality and Social Psychology, 85( 2), 197 – 216.
Greenwald, A. G., Uhlmann, E. L., Poehlman, A. T., & Banaji, M. R. (2009). Understanding and using the implicit association test: III. Meta-analysis of predicive validity. Journal of Personality and Social Psychology, 97(1), 17 – 41.
Haas, S., de, (2012). Seksueel grensoverschrijdend gedrag onder jongeren en volwassenen in Nederland. Tijdschrift voor Seksuologie, 36(2), 136 – 145.
Hall, G. C., & Hirschman, R. (1991). Toward a theory of sexual aggression: a quadripartite model. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 59(5), 662 – 669.
Hanson, R. K., Harris, A. J. R., Scott, T. L., & Helmus, L. (2007). Assessing the risk of sexual offenders on community supervision: The Dynamic Supervision Project. User Report, Corrections Research, Ottawa: Public Safety Canada.
Hanson, R. K., & Morton-Bourgon, K. E. (2009). The accuracy of recidivism risk assessments for sexual offenders: A meta-analysis of 118 prediction studies. Psychological Assessment, 21, 1– 21.
Harris, A., & Hanson, R. K. (2004). Sex offender recidivism: A simple question (Corrections User Report No. 2004-03). Ottawa, Ontario, Canada: Public Safety Canada.
Houwer, J., de (2006). What are implicit measures and why are we using them. In R. W. Wiers & A. W. Stacy (Eds.), The handbook of implicit cognition and addiction, 11 –28. Thousand Oaks, CA: Sage Publishers.
Kingree, J. B., & Thompson, M. (2015). A comparison of risk factors for alcohol-involved and alcohol-uninvolved sexual aggression perpetration. Journal of Interpersonal Violence, 30(9), 1478 – 1492.
Lonsway, K. A., & Fitzgerald, L. F. (1995). Attitudinal antecedents of rape myth acceptance: a theoretical and empirical reexamination. Journal of Personality and Social Psychology, 68(4), 704 – 711
Malamuth, N. M., & Brown, L. M. (1994). Sexually aggressive men’s perceptions of women’s communications: testing three explanations. Journal of Personality and Social Psychology, 67(4), 699 – 712.
McConnell, A. R., & Leibold, J. M. (2001). Relations among the implicit association test, discriminatory behavior, and explicit measures of racial attitudes. Journal of Experimental Social Psychology, 37(5), 435 – 442.
Milhaides, S., Devilly, G. J., & Ward, T. (2004). Implicit cognitive distortions and sexual offending. Sexual Abuse: A Journal of Research and Treatment, 16(4), 333 – 350.
Milner, R.J., & Webster, S.D. (2005). Identifying schemas in child molesters, rapists and violent offenders. Sexual Abuse: A Journal of Research and Treatment, 17,425–439.
Murnen, S. K., Wrigth, C., & Kaluzny, G. (2002). If “boys will be boys, “ then girls will be victims? A meta-analytic review of the research that relates masculine ideology to sexual agression. Sex Roles, 46(11-12), 359 – 375.
Nosek, B. A. (2005). Moderators of the relationship between implicit and explicit evaluation. Journal of Experimental Psychology, 134(4), 565 – 584.
Nunes, K. L., Firestone, P., & Baldwin, M. W. (2007). Indirect assessment of cognitions of child sexual abusers with the implicit association test. Criminal Justice and Behavior, 34(4), 454 – 475.
Paulhus, D. L. (1988). Assessing self deception and impression management in self-reports: the Balanced Inventory of Desirable Responding. (Manual available from the author).
Ruiter, C., de, Veen, V., & Greeven, P. (2008). De effectiviteit van psychologische behandeling bij volwassen verkrachters: Bevindingen van een meta-analyse. Tijdschrift voor Seksuologie, 32, 28 – 41.
Rumenik, D. K., Capasso, D. R., & Hendrick, C. Experimenter Sex Effects in Behavioral Research (1977). Psychological Bulletin, 84(5), 852 – 877.
Schmand, B., Lindeboom, J. & Harskamp, F. van (1992). De Nederlandse leestest voor volwassenen. Lisse: Swets & Zeitlinger.
Smid, W. J., Kamphuis, J. H., Wever, E. C., & Beek, D. J. van (2014). A Quasi-Experimental Evaluation of High Intensity Inpatient Sex Offender Treatment in the Netherlands. Sexual Abuse: A Journal of Research and Treatment. pii: 1079063214535817
Steffens, M.C. (2004). Is the Implicit Association Test immune to faking? Experimental Psychology, 51, 165-179.
Stieger, S., Goeritz, A. S., & Hergovich, A., & Voracek, M. (2011). Intentional faking of the single category implicit association test and the implicit association test. Psychological Reports, 109(1), 219 – 230.
Thornton, D. (2002). Constructing and testing a framework for dynamic risk assessment. Sexual Abuse: A Journal of Research and Treatment, 14, 139-153.
Ward, T., & Beech, A. (2006). An integrated theory of sexual offending. Aggression and Violent Behavior, 11(1), 44 – 63.
Zakireh, B., Ronis S. T., & Knight, R. A. (2008). Individual beliefs, attitudes, and victimization histories of male juvenile sexual offenders. Sexual Abuse: A Journal of Research and Treatment, 20(3), 323 – 351.
Supplementaire analyses
Grafiek 1. Scatterplot van HTWS en aantal maanden in TBS per groep
