Geheugendetectie naar kennis door verschillende informatiebronnen : de reactietijd-gebaseerde Concealed Information Test en gelekte informatie

1

Geheugendetectie naar kennis door

verschillende informatiebronnen:

De reactietijd-gebaseerde Concealed Information Test en gelekte informatie

7/9/2016

Universiteit van Amsterdam Tinde Haarlemmer

Supervisor: B. Kleinberg Aantal woorden: 9632 Abstract: 164

2

Inhoudsopgave

Abstract 3

Introductie

- Het lekkage-probleem 4

- Geheugendetectie en de onderliggende theorie 4

- De CIT en reactietijden als indicatie van daderkennis 6

- Schuldige of onschuldige daderkennis? 7

- De aIAT als middel om de bron van daderkennis op te sporen 8

- De online RT-CT 12 - Huidig onderzoek 13 Methode 13 - Deelnemers 13 - Procedure 14 - Testmateriaal 17 Resultaten 20 - Statistisch analyseplan 20 - Primaire resultaten 22 - Secundaire resultaten 26 Discussie 29 Referenties 33 Bijlagen 34

3

Abstract

De Reactietijd gebaseerde Concealed Information Test (RT−CIT) is een diagnostisch instrument met hoge validiteit voor het detecteren van daderkennis. Daderkennis kan tegenwoordig makkelijker worden opgedaan uit anderen bronnen dan eigen ervaringen, het zogenoemde ‘lekkage-probleem’. Dit probleem lijkt de validiteit van de RT−CIT te verlagen. In dit onderzoek wordt gekeken of de

combinatie van de RT−CIT en de autobiographical Implicit Association Test (aIAT) een oplossing hiervoor biedt. Deelnemers (N = 85) werden onderverdeeld in de ongeïnformeerde onschuldige-, de geïnformeerde onschuldige- en de schuldige conditie. Zij moesten respectievelijk een artikel lezen over een stoel of een terroristische aanslag, of zelf een aanslag plannen in groepsverband. Vervolgens moesten zij de daderkennis ontkennen gedurende de RT−CIT. Op de aIAT moesten zij zinnen die al dan niet geassocieerd werden met de waarheid, toewijzen aan categorieën bestaande uit verschillende bronnen van daderkennis. Geconcludeerd wordt dat de aIAT, zoals gebruikt in huidig onderzoek, geen oplossing biedt voor het lekkage-probleem. Toekomstig onderzoek kan zich richten op het

4

Het lekkage-probleem

Het komt regelmatig voor dat geheime informatie omtrent delicten naar buiten wordt gelekt. Zo kwam in 2006 vertrouwelijke informatie van de Amsterdam politie terecht bij het verkeerde vertaalbureau, ten gevolge van een fout van de dienst Centrale Recherche (Algemeen Nederlands Persbureau, 2006). Deze informatie werd vervolgens doorgespeeld naar een journalist van De Telegraaf, om deze op den duur door te spelen naar de maatschappij. Het lekken van geheime informatie kan negatieve

consequenties hebben voor het opsporingsonderzoek. Een instrument dat in de huidige Japanse praktijk wordt gebruikt voor het opsporen van misleiding door de daders, is de Concealed information test (CIT) (Hira & Furumitsu, 2001; Meijer, Smulders & Merkelbach, 2010a). Deze test is gebaseerd op de veronderstelling dat daders wel kennis van een delict hebben en onschuldigen doorgaans niet (Verschuere, Ben-Shakar & Meijer, 2011). Tegenwoordig zijn er echter veel verschillende

informatiestromen beschikbaar en is de toegang tot bepaalde informatie versimpeld door de (digitale) media. Mede om die reden kunnen ook onschuldigen kennis hebben van een delict. Deze kennis wordt vervolgens door de CIT gedetecteerd, waardoor ze worden geclassificeerd als de ‘schuldigen’. De onschuldigen worden hierdoor onterecht verdacht gemaakt. Dit fenomeen wordt het ‘lekkage-probleem’ genoemd. De resultaten van de CIT worden nog niet als een op zich zelf staand bewijs beschouwd, maar dragen hier wel aan bij. De kans op strafrechtelijke veroordeling van onschuldige personen wordt hierdoor positief beïnvloedt en vormt een negatieve ontwikkeling. Onterechte veroordelingen kunnen voor de veroordeelde personen onomkeerbare en desastreuze consequenties hebben, zoals grote psychologische last voor de betrokkene en familie (Grounds, 2004). Maar ook op economisch vlak kan een onterechte veroordeling, vervelende consequenties veroorzaken. Alleen al de verdachtmaking kan verre strekkende gevolgen hebben voor alle personen die er bij betrokken zijn. Deze aspecten benadrukken het essentiële belang van de ontwikkeling van bruikbare

meetinstrumenten (bijvoorbeeld de CIT), die onterechte identificatie van onschuldigen als dader bestrijden.

Uit eerder onderzoek is gebleken dat de associatiesnelheid van verdachten wordt gemeten met de autobiographical Implicit Association Test (aIAT) (Verschuere & Kleinberg, 2015; Agosta & Sartori, 2013; Sartori, Agosta, Zogmaister, Ferrara, & Castiello, 2008). Dit biedt mogelijk een uitweg voor het lekkage-probleem van de RT−CIT. Deze studie gaat dit onderzoeken.

Geheugendetectie en de onderliggende theorie

Om misleiding te herkennen, is het van belang om verborgen kennis zo veel mogelijk te achterhalen. Deze kennis wordt door een verdachte verborgen gehouden om zijn betrokkenheid bij een delict te ontveinzen. Een voorbeeld van zo’n persoon is A. Benaouf, welke wordt verdacht van het regisseren van de moord op N. Bouhbouh. Om te onderzoeken of A. Benaouf beschikt over verborgen kennis omtrent de liquidatie, kan gebruik worden gemaakt van geheugendetectie. Deze methode kan ook worden ingezet voor het opsporen van verborgen kennis gerelateerd aan andere soorten delicten,

5 zoals diefstal of geweldpleging. De verborgen kennis wordt ook wel daderkennis genoemd. Een veelgebruikt geheugendetectie-instrument in Japan is de Guilty Knowlegde Test (GKT), in de forensische praktijk ook wel de CIT genoemd (Meijer, Verschuere & Merckelbach, 2010b). Daderkennis werd aanvankelijk enkel gedetecteerd middels elektrodermale-, respiratoire- en

cardiovasculaire maten. Respectievelijk zijn dit maten gebaseerd op de huidgeleiding, ademhaling en hartslag van psychofysiologische responsen (Ben-Shakhar & Elaad, 2003; Verschuere & Meijer, 2014; Verschuere, Prati & De Houwer, 2009a). Tegenwoordig wordt dit gemeten middels een efficiëntere manier, namelijk reactietijden (RT). Dit zal verder worden toegelicht in de volgende paragraaf. De CIT lijkt qua vorm op een meerkeuzetest met één correct antwoord en enkele incorrecte antwoorden. Respectievelijk worden dit kritische- en alternatieve stimuli genoemd. De kritische stimuli is gerelateerd aan daderkennis. De alternatieve stimuli zijn niet gerelateerd aan daderkennis, maar lijken eveneens aannemelijk voor de onschuldigen (Verschuere, Suchotzki & Debey, 2014). In het geval van A. Benaouf wordt in de CIT gevraagd naar herkenning van de gegeven stimuli. Als bij de politie bekend is dat de dader een Sako pistool heeft gebruikt, is een mogelijke vraag: Met welk pistool is N. Bouhbouh doodgeschoten? a) Colt b) Rossi c) Famas d) Sako. Bij verdenking van diefstal kunnen bijvoorbeeld gestolen goederen als stimuli in de CIT worden geïmplementeerd (Verschuere et al., 2014). Op deze manier kan de CIT worden afgesteld op het delict. De CIT is hierdoor een adequaat hulpmiddel voor het tackelen van misleiding door de schuldigen in het

forensische veld (Verschuere et al., 2011). Vervolgens krijgt A. Benaouf de opdracht om tijdens deze ondervraging, elke herkenning van de teststimuli te ontkennen. Tijdens deze ontkenning worden de psychofysiologische responsen gemeten omdat dit valide maten blijken voor het detecteren van verborgen kennis (Lykken, 1957; Verschuere et al., 2011). Op de CIT wordt daderkennis gedetecteerd door de psychofysiologische responsen van de deelnemers op de kritische stimuli te vergelijken met die op de alternatieve stimuli (Meijer et al., 2010a; Verschuere et al., 2011).

Deze psychofysiologische responsen leken aanvankelijk te kunnen worden verklaard vanuit de Oriëntatie Reflex (OR) (Suchotzki, Verschuere, Peth, Crombez, & Gamer, 2014). De OR is een mechanisme dat de samenhang tussen fysiologische- en gedragsreacties omvat. Deze OR ontstaat bij elke waargenomen nieuwe of veranderde stimulus (Verschuere & Meijer, 2014). Tevens wordt de OR opgewekt bij blootstelling aan betekenisvolle stimuli (Verschuere et al., 2011). Herhaalde presentatie van dezelfde soort stimuli veroorzaakt gewenning of generalisatie en veroorzaakt geleidelijke daling van de OR (klein Selle, Verschuere, Kindt, Meijer, & Ben-Shakar, 2015; Verschuere & Meijer, 2014). Deelnemers met daderkennis zouden in de CIT andere fysiologische responsen laten zien door

herkenning van de kritische stimuli. Deze responsen zullen zich onderscheiden van de responsen op de alternatieve, de voor hen onbekende stimuli. De deelnemers zonder daderkennis zouden echter op alle stimuli (kritische + alternatieve) een gelijkwaardige psychofysiologische respons laten zien. Zij zullen alle aangeboden stimuli als gelijkwaardig beschouwen, waardoor gewenning ontstaat

6 van de OR is er een aantal kanttekeningen op te merken. Zo zijn de verschillen in fysiologische responsen van onschuldigen met daderkennis niet enkel te verklaren vanuit de OR (Suchotzki et al., 2014; Verschuere et al., 2011). Daderkennis kan namelijk naast de eigen ervaring ook worden opgedaan vanuit andere bronnen, zoals door getuigenis en/of de media. Een potentieel ander

verklarend mechanisme van dit verschijnsel is gebaseerd op het inhibitieproces. Het inhibitieproces is een executieve functie die het intentioneel inhiberen van dominante en automatische responsen toelaat (klein Selle et al., 2015). Het onderliggende mechanisme van dit proces lijkt te kunnen worden verklaard vanuit twee theorieën. De eerste theorie, is de theorie van de Respons Inhibitie (RI) en is gericht op het gedragscomponent van de psychofysiologische respons. De tweede theorie, is de theorie van de Arousal Respons (AR) en is gericht op het autonome fysiologische component van de respons. In de CIT veroorzaakt het moeten ontkennen van herkenning van kritische stimuli een mentaal conflict, door de onderdrukte respons. Dit conflict bestaat enerzijds uit het willen geven van een eerlijk antwoord en anderzijds uit het moeten geven van een oneerlijk antwoord. Mogelijk zal door deze interne tegenstrijd bij deelnemers een inhibitieproces plaatsvinden. Bij personen met daderkennis manifesteert dit zich in een veranderde fysiologische respons, waaronder vertraagde RT (Suchotzki et al., 2014; Verschuere et al., 2011). Deze vertraagde RT lijkt te kunnen worden verklaard vanuit de theorie van de RI (klein Selle et al., 2015).

De CIT en reactietijden als indicatie van daderkennis

De traditionele CIT gebaseerd op psychofysiologische maten, heeft een hoge validiteit in onderscheidingsvermogen van deelnemers met en zonder daderkennis (Verschuere et al., 2011). Deze valide indicatiematen kunnen verborgen kennis detecteren. Eén beperking van deze CIT is dat het complexe en dure apparatuur behoeft. Tevens zijn tijdrovende en dure trainingen nodig voor het gebruik van het testapparatuur en interpretatie van testresultaten (Verschuere et al., 2011). Deze lasten verhinderen grootschalig gebruik van de CIT. Het gebruik van RT als indicatiemaat voor

geheugendetectie biedt hier een oplossing. Zo behoeft de RT-registratie goedkope, simpele en

universeel beschikbare apparatuur, namelijk enkel een computer met internetverbinding (Kleinberg & Verschuere, 2015; Seymour, Seifert, Shafto & Mosmann, 2000; Verschuere et al., 2011).

Oorspronkelijk zijn RT als maat in de CIT bedoeld als additieve methode naast de polygraaf. De polygraaf werd gebruikt voor het detecteren van leugens gebaseerd op psychofysiologische responsen. Gebleken is echter dat RT net zo valide zijn als neurologische indicatiematen (Kleinberg &

Verschuere 2015; Verschuere & Kleinberg, 2015). Bovendien zouden RT valide genoeg zijn als een opzichzelfstaande indicatiemaat voor geheugendetectie (Verschuere, Crombez, DeGrootte & Rosseel, 2010; Verschuere et al., 2011). Dit betekent dat psychofysiologische indicatiematen niet meer vereist zijn voor geheugendetectie. Bovendien hebben mensen weinig bewuste toegang tot hun RT waardoor deze moeilijk te omzeilen is (Verschuere, Kleinberg, & Theocharidou, 2015). Deze

7 (RT−CIT). De RT−CIT heeft dezelfde vorm als de traditionele CIT gebaseerd op psychofysiologische responsen. De RT−CIT wordt afgenomen op de computer en lijkt wederom op een meerkeuzetest met meerdere antwoorden. Deze bestaan uit één kritische en een paar alternatieve stimuli die al dan niet gerelateerd zijn aan daderkennis. De kritische stimuli worden in de RT−CIT ‘probes’ genoemd. In het geval van A. Benaouf kan dit het pistool zijn waarmee N. Bouhbouh om het leven is gebracht,

bijvoorbeeld een ‘Soko’. Het grootste gedeelte van de alternatieve stimuli worden ‘irrelevants’ genoemd. In het geval van A. Benaouf zijn dit gelijkwaardige stimuli, bijvoorbeeld de pistoolmerken ‘Colt’, ‘Rossi’ en ‘Famas’. De resterende stimuli worden ‘targets’ genoemd. Deze worden

automatisch willekeurig geselecteerd uit de alternatieven’. Tijdens de RT−CIT wordt een reeks willekeurige stimulivormen aangeboden op het beeldscherm. In het geval van A. Benaouf zijn dit de pistoolmerken. Vervolgens moet hij herkenning van de ‘probes’ en de ‘irrelevants’ ontkennen. Herkenning van de ‘targets’ moet hij niet ontkennen omdat deze fungeren als aandachtscontrole (Verschuere et al., 2015). Verondersteld wordt dat daderkennis bij de schuldigen en geïnformeerde onschuldigen wordt gedetecteerd middels langere RT op de ‘probes’ vergeleken met de ‘irrelevants’ (Verschuere et al., 2011; Verschuere et al., 2010), Dit impliceert dat A. Benaouf als dader langere RT heeft tijdens het ontkennen van herkenning van ‘Soko’, dan tijdens ‘Colt’, ‘Rossi’ en ‘Famas’. Een onschuldige deelnemer zal geen verschil in RT hebben, tijdens het ontkennen van herkenning van de vier stimulivormen (‘Soko’, ‘Colt’, ‘Rossi’ en ‘Famas’). Bovendien versterken de ‘targets’ mogelijk het verschil in RT op de ‘probe’ ten opzichte van de “irrelevant’. Dit zou komen door een versterking van de responsinhibitie, zoals hierboven beschreven (Verschuere et al., 2010).

Schuldige of onschuldige daderkennis?

Daderkennis lijkt in eerste instantie enkel eigen te kunnen zijn van de daders zelf. Het kan echter ook voortvloeien uit andere bronnen, zoals media, advocaten en politieverhoren. Tevens kan getuigenis de bron zijn van daderkennis. Personen die uit andere bronnen dan eigen ervaring, daderkennis hebben opgedaan, worden ‘geïnformeerde onschuldigen’ genoemd. Bij een groot deel van deze groep zal door de CIT daderkennis worden gedetecteerd (Meijer et al. 2010a; Meijer et al, 2010b). Personen die helemaal geen daderkennis hebben, worden ‘ongeïnformeerde onschuldigen’ genoemd. Vals-positieve uitslagen zullen geïnformeerde onschuldigen (onterecht) verdacht maken. Dit lekkage-probleem vormt een grote beperking van de CIT.. Er zijn verschillende vals-positieve percentages gevonden. Zo vonden Ben-Shakar, Gronau & Elaad (1999) een vals-positieven percentage van 42% van de geïnformeerde onschuldigen en 10% van de ongeïnformeerde

onschuldigen. Tevens is er een vals-positieven percentage gevonden van 11,5% (Stern et al., 1981; Verschuere et al., 2011). Deze vals-positieve uitslagen hebben een negatieve invloed op de

specificiteit van de CIT (Verschuere et al., 2011). De specificiteit is het percentage testdeelnemers waarbij terecht geen daderkennis wordt gedetecteerd. Deze verlaging van de specificiteit beïnvloedt de validiteit van de CIT op een negatieve manier (Gronau, Ben-Shakhar, & Cohen, 2005). Dit leidt

8 tot een minder valide differentiatievermogen van de CIT tussen schuldigen en onschuldigen. De CIT is hierdoor qua gebruik beperkt tot situaties waarin enkel de dader, politie en justitie over daderkennis beschikken. Deze situaties zijn echter steeds zeldzamer door de groeiende informatietoegang. Verder kan het lekkage-probleem leiden tot twee soorten verschijnselen. Ten eerste kunnen de onschuldigen de authentieke bron van hun daderkennis mogelijk niet identificeren. Ten tweede kunnen schuldigen hun daderkennis toewijzen aan gelekte informatie (Verschuere et al., 2011). Deze aspecten van het lekkage-probleem ontmoedigen het gebruik van de CIT als standaard hulpinstrument in de forensische praktijk. Het gebruik van geheugendetectie wordt daarom bij aanwijzingen van gelekte informatie, vooralsnog afgeraden (Verschuere et al., 2011).

De geheugendetectiedesigns van Lykken (1957) zijn van fundamenteel belang geweest voor de wetenschap naar geheugendetectie. Dit zijn de designs gebaseerd op veranderde responsen door herkenning van daderkennis. Desondanks, geeft het lekkage-probleem het ontoereikende vermogen van deze benadering weer.

Bradley en Warfield (1984) bedachten dat de verhoogde RT van geïnformeerde onschuldigen mogelijk worden veroorzaakt door het ongemak van openlijk ontkenning van de ‘probes’. Deze ontkenningrespons komt echter niet overeen met hoe dit in hun geheugen ligt opgeslagen. Dit verschijnsel lijkt te kunnen worden ondervangen met de theorie van de RI. Zo zullen de

geïnformeerde onschuldigen een herkenningsrespons op de ‘probes’ inhiberen wat een langere RT veroorzaakt. Op basis van deze theorie ontwikkelden Bradley en Warfield (1984) een gemodificeerde versie van de CIT namelijk de Guilty Actions Test (GAT). De GAT bestaat uit het sleutelelement van de CIT waarin testdeelnemers worden blootgesteld aan kritische stimuli. Deze kritische stimuli wordt echter beschreven in combinatie met een actie. Stimuli als ‘Weet u van (kennis navragen) het pistool (= ‘probe’)?’ veranderde in ‘Hebt u (engageren in actie) de moord (= ‘probe’) gepleegd?’.

Geconcludeerd werd dat de geïnformeerde onschuldigen minder reactief waren dan de schuldigen (Verschuere et al., 2011). Gamer, Godert, Keth, Rill en Vossel (2008) concludeerden geen valide differentiatievermogen van de GAT tussen de daderkennis voortvloeiend uit eigen ervaring en andere informatiebronnen. In hun onderzoek lieten zij de schuldigen een delict simuleren met

delict-gerelateerde objecten. Vervolgens moesten de geïnformeerde onschuldigen de overgebleven objecten opruimen. Er kwamen geen significante verschillen in de GAT naar voren tussen de twee condities. Wel verschilden de schuldigen en de geïnformeerde onschuldigen significant van de ongeïnformeerde onschuldigen. Deze resultaten zijn vergelijkbaar met de resultaten van de CIT. Dit wordt mogelijk veroorzaakt door de manier van vraagstelling. Testafnemers focusten zich mogelijk te veel op de kritische stimuli. Hierdoor beschouwden geïnformeerde onschuldigen zichzelf mogelijk toch als misleidend beschouwden door herkenning te ontkennen. Het inhibitieproces veroorzaakt dan wederom verandering in psychofysiologische responsen van de geïnformeerde onschuldigen. Het is echter ook mogelijk dat deze responsen worden veroorzaakt door een combinatie van

9 Het lijkt aannemelijk dat het inhibitieproces deel is van het onderliggende mechanisme van vertraagde RT bij geïnformeerde onschuldigen. De juiste testvorm van geheugendetectie, zonder openlijke ontkenning, kan mogelijk de oplossing bieden voor het lekkage-probleem.

De aIAT als middel om de bron van daderkennis op te sporen

Met de Impliciete Associatie Test (AIT) kunnen indirecte attitudes worden gemeten op de computer. Het bestaat uit meerdere testblokken die verschillende regels hanteren voor het

categoriseren van woorden (Verschuere & Kleinberg, 2016; Verschuere et al., 2014; Verschuere et al., 2009; Sartori et al., 2008; Greenwald, Nosek, & Banaji 2003). De AIT is gebaseerd op de

veronderstelling dat de snelheid van het woordparen een indicatie geeft van de associatiesterkte van deze woorden (Verschuere et al., 2014). Het sneller classificeren van ‘GOED’ en ‘DEMOCRATEN’ met ‘SLECHT’ en ‘REPUBLIKEINEN’ ten opzichte van ‘GOED’ en ‘REPUBLIEKEN’ met ‘SLECHT’, zou wijzen op een relatieve voorkeur voor de Democraten. Er is in de

onderzoeksdatabank veel bekend over de theorie, betrouwbaarheid en validiteit van de IAT (zie http://faculty.washington.edu/agg/; Verschuere et al., 2014). De IAT lijkt gebruikt te kunnen worden in de forensische praktijk en heeft een brede toepasbaarheid (Verscheuere et al., 2014). Zo kunnen personen met pedofiele attitudes, psychopaten en dopinggebruikers middels hun impliciete overtuigingen worden geïdentificeerd (Sartori & Agosta, 2013; Gray et al., 2005, aangehaald in Sartori et al., 2008). Deze impliciete overtuigingen zijn gelinkt aan sterkere associaties die in het geheugen liggen opgeslagen. Sterkere associaties kunnen tevens waargebeurde gebeurtenissen impliceren doordat deze vastliggen in het brein. Een vorm van de IAT die zich hierop richt is de autobiografische Impliciete Associatie Test (aIAT). Middels de aIAT kan worden vastgesteld welke van de twee contrasterende autobiografische gebeurtenissen waar dan wel onwaar is voor de testdeelnemer (Verschuere et al., 2009). Het gemak waarmee bepaalde zinnen kunnen worden gepaard, vormen hiervoor een indicatie. RT bleken sneller wanneer zinnen gerelateerd aan autobiografische gebeurtenissen correspondeerde met dezelfde toetsenbordknop, als zinnen die gerelateerd waren aan een andere waargebeurde gebeurtenis. Bijvoorbeeld wanneer de stimuli middels dezelfde knop moet worden ingedeeld in de categorie ‘IK HEB BOUHBOUH VERMOORD’

(autobiografische gebeurtenis) en de categorie ‘IK NEEM EEN TEST AF’ (waargebeurde gebeurtenis). RT bleken trager wanneer zinnen gerelateerd aan autobiografische gebeurtenissen dezelfde knop van het toetsenbord deelden met zinnen gerelateerd aan onware gebeurtenissen. Bijvoorbeeld ‘IK HEB BOUBOUH VERMOORD’ en ‘IK BEN AAN HET KLIMMEN’ (Sartori et al., 2008). De aIAT kan hierdoor als valide detectiemethode fungeren voor de bron van daderkennis in het autobiografisch geheugen. Zo hebben schuldigen sterkere en andere associaties met daderkennis dan geïnformeerde onschuldigen (Verschuere et al., 2014). Sartori et al. (2008) maakten gebruik van een Mock-delict paradigma met schuldige en onschuldige testdeelnemers. Respectievelijk hadden zij een CD gestolen en een artikel gelezen over een gestolen CD. Van de schuldigen werd 100% correct

10 geclassificeerd en 87% van de onschuldigen. Dit resulteerde in een algehele diagnostische

accuraatheid van 93%. In eerder onderzoek zijn middels Mock-delict scenario’s ROC-waardes gevonden van .90 op de aIAT (Hu & Rosenfeld 2012; Hu, Rosenfeld en Bodenhausen, 2012; aangehaald in Verschuere et al., 2014). Met de Receiver Operating Characteristics (ROC) wordt de specificiteit in verband gebracht met de sensitiviteit van de diagnostische criteria. De Area Under the Curve (AUC) is een diagnostisch criterium uit de aanpak van de Receiver Operating en vormt een index van de diagnostische werkzaamheid. De AUC kan theoretisch gezien variëren van 0 tot 1, waarbij een AUC van .5 een differentiatievermogen gelijk aan kans niveau impliceert (Kleinberg & Verschuere, 2015). Het differentiatievermogen van de aIAT is gebaseerd op het verschil in RT tussen de congruente en incongruente testblokken. In deze (in)congruente blokken moeten de testdeelnemers stimuli classificeren, die al dan niet overeenkomen met hoe dit in hun autobiografisch geheugen ligt opgeslagen. De categorieën waarin de stimuli wordt ingedeeld, bestaan uit twee gebeurtenissen gerelateerd aan bron van daderkennis. Dit is daderkennis uit ofwel eigen ervaring (schuldigen) ofwel andere informatiebronnen (geïnformeerde onschuldigen). De verschillende RT op de congruente ten opzichte van de incongruente blokken vormen een indicatie associatiesterktes met de bron van daderkennis. Verwacht wordt dat de schuldigen sneller associëren tijdens de congruente testblokken. Dit zijn testblokken gerelateerd aan de eigen ervaring als bron van daderkennis. Zij zullen dan ook trager associëren tijdens de incongruente testblokken. Deze testblokken zijn gerelateerd aan daderkennis opgedaan uit andere bronnen. Daarnaas wordt verwacht dat de geïnformeerde

onschuldigen trager associëren tijdens de incongruente testblokken. Deze testblokken zijn gerelateerd aan de eigen ervaring als bron van daderkennis. Zij zullen dan ook sneller associëren tijdens de congruente testblokken. Deze testblokken zijn gerelateerd aan daderkennis opgedaan uit andere informatiebronnen. Sartori et al. (2008) vonden een correct classificatiepercentage van 91% in daderkennis tussen de schuldigen en de geïnformeerde onschuldigen. De aIAT zou hierdoor een potentieel specificerende rol kunnen hebben in detectie van daderkennis bij verdachten. Voor een verduidelijking van de additionele waarde van de aIAT naast de RT−CIT, zie Figuur 1.

figuur 1.

Overall overzicht onderzoeksmodel en de toegevoegde waarde van de additie van de aIAT aan de RT−CIT. Alle deelnemers RT-CIT Schuldigen + geïnformeerde onschuldigen aIAT Schuldigen Geïnformeerde onschuldigen Ongeïnformeerde onschuldigen

11 In dit onderzoek wordt aangenomen dat de RT−CIT in combinatie met de aIAT een hogere

effectiviteit zal hebben dan enkel de RT−CIT. Deze zal ontstaan door een verhoging van het differentiatievermogen tussen de schuldigen, geïnformeerde onschuldigen en de ongeïnformeerde onschuldigen. Hiermee kan mogelijk het lekkage-probleem van de CIT worden opgelost. Zie Tabel 1 voor een opzet van de aIAT.

Tabel 1

Teststructuur van de autobiografische Impliciete Associatie Test (aIAT). De gecombineerde blokken (blok 3 en blok 5) zijn cruciaal immers deze de uitspraken paren met WAAR versus ONWAAR

(Oefen/test) bloknummer

Linker label Rechter label Voorbeeld stimulus

Aantal trials

Vereiste criteria

Testblok 1 WAAR ONWAAR ‘Ik doe een

test’ (waar); ‘Ik heb pyjama’s aan’ (onwaar) 20 - Mean RT ≤ 5000ms - Error rate ≤.3 - Too fast trials ≤.2 - Too slow trials ≤.2 Testblok 2 IK HEB EEN

BOMAANSLAG GEPLAND

IK HEB EEN NIEUWSARTIKEL

GELEZEN

‘Ik heb een aanslag georganiseerd’;

‘Ik heb een artikel gelezen’ 20 “ idem “ Oefenblok van testblok 3 WAAR + IK HEB EEN BOMAANSLAG GEPLAND ONWAAR + IK HEB EEN NIEUWSARTIKEL GELEZEN

‘Ik zit op een stoel’ (waar); ‘Ik zit op een bank’(onwaar) 20 “ idem “ Testblok 3 40 Geen feedback – Testblok

12 Testblok 4 IK HEB EEN

NIEUWSARTIKEL GELEZEN

IK HEB EEN BOM-AANSLAG

GEPLAND

‘Ik heb een aanslag georganiseerd’;

‘Ik heb een artikel gelezen 40 - Mean RT ≤ 5000ms - Error rate ≤.3 - Too fast trials ≤.2 - Too slow trials ≤.2 Oefenblok van testblok 5 WAAR + IK HEB EEN NIEUWSARTIKEL GELEZEN ONWAAR + IK HEB EEN BOMAANSLAG GEPLAND

‘Ik zit op een stoel’ (waar); ‘Ik zit op een

bank’ (onwaar);

‘Ik heb een aanslag georganiseerd’;

‘Ik heb een artikel gelezen’ 20 “ idem “ Testblok 5 40 Geen feedback – testblok De online RT-CT

Te kleine steekproeven zijn een veelvoorkomende beperking in het onderzoeksveld. Een populair middel om deze beperking te voorkomen is het online testen. Geheugendetectie-instrumenten kunnen op deze manier efficiënter worden getest op hun effectiviteit. Met RT als valide indicatiemaat van verborgen kennis, kunnen nu ook online experimenten worden ontwikkeld voor geheugendetectie (Kleinberg & Verschuere, 2015). De mate van saillante stimuli blijkt een belangrijke moderator te zijn van de hoge effectiviteit van de RT−CIT (Verschuere & Kleinberg, 2015; Verschuere et al., 2015). Zo kwamen de hoogste effectscores naar voren uit de studies met de meest realistische Mock-delict paradigma’s (Verschuere et al., 2014). Deze Mock-delicten vonden echter niet online plaats maar in het laboratorium. Wel creëren zulke hoge effectscores ruimte voor het gebruik van de CIT onder suboptimale omstandigheden, waaronder een online-setting. Het gebruik van saillante teststimuli zijn een voorwaarde voor het verkrijgen van significante verschillen in RT op de ‘probes’ ten opzichte van

13 de ‘irrelevants’ (Verschuere et al., 2015). Uit onderzoek blijkt dat ook de planning van een

terroristische aanslag het nodigde effect op psychofysiologische responsen veroorzaakt (Meijer et al., 2010b). Mogelijk kan van Mock-terrorisme ook gebruik gemaakt worden bij de online RT−CIT. Het verschil met Mock-diefstal is dat Mock-terrorisme zich focust op het plannen in plaats van uitvoeren van een delict. Dit hoeft echter geen reducerend effect te hebben op de validiteit van de CIT (Meijer et al., 201a; Meijer et al., 2010b). Vanwege het (huidige) belang van de detectiemethoden voor

terrorisme en van een saillant Mock-delict scenario, wordt in huidig onderzoek gebruik gemaakt van Mock-terrorisme. Er zijn echter meerdere mogelijkheden om het ‘lekkage-probleem’ van de RT−CIT te onderzoeken.

Huidig onderzoek

In dit onderzoek wordt gekeken naar het effect van de aIAT als supplement na de RT−CIT op het differentiatievermogen tussen schuldigen en geïnformeerde onschuldigen. Zie Tabel 2 voor de hypotheses en verwachting van dit onderzoek. Eerst zal de onderzoeksmethode worden omschreven. Hierna zullen de onderzoeksresultaten worden beschreven en geïnterpreteerd. Vervolgens worden deze resultaten en de conclusies besproken in de discussie. Ter afsluiting zullen de implicaties betreft toekomstig onderzoek worden besproken.

14 Tabel 2

Hypotheses en verwachtingen van huidig onderzoek.

Hypothese 1 De RT−CIT is een valide test voor het detecteren van daderkennis ______________________________________________________________________________ Verwachting 1 De schuldigen en de geinformeerde onschuldigen (daderkennis)

laten grotere ‘probe-irrelevant’ verschillen in RT op de RT−CIT zien, dan de ongeïnformeerde (geen daderkennis)

______________________________________________________________________________

Hypothese 2 De aIAT is een valide test voor het onderscheiden van daderkennis door eigen ervaring (schuldigen) van daderkennis door alternatieve

informatiebronnen ((on)geïnformeerde onschuldigen)

______________________________________________________________________________ Verwachting 2 a. Schuldigen associëren sneller (kortere reactietijden) in het oefen- en

testblok 3 en associëren trager (langere reactietijden) in oefen- en testblok 5

b. Geïnformeerde onschuldigen associëren sneller (kortere RT) in oefen- en testblok 5 en associëren trager (langere RT) in oefen- en testblok 3

c. Ongeïnformeerde onschuldigen associëren sneller (kortere RT) in oefen- en testblok 5 en associëren trager (langere RT) in oefen- en testblok 3

Hypothese 3 De RT−CIT kan met behulp van de aIAT nauwkeuriger daderkennis detecteren door zijn specifiërende rol in het detecteren van daderkennis voortvloeiend uit de eigen ervaring en uit alternatieve bronnen

______________________________________________________________________________ Verwachting 3 De RT−CIT heeft, in combinatie met de aIAT, een hoger onder-

scheidingsvermogen tussen wel en geen daderkennis betreft een terror- istische aanslag (schuldigen en geïnformeerde onschuldigen vs. ongeïnformeerde onschuldigen) en daderkennis opgedaan uit het plannen van een terroristische aanslag en het gelezen hebben van een artikel (schuldigen vs. geïnformeerde onschuldigen)

Methode

Het huidig onderzoek was goedgekeurd door de commissie ethiek van de afdeling

Psychologie van de Universiteit van Amsterdam (2015-CP-6310). Er zijn enkele pilots uitgevoerd om ons programma te debuggen. Het onderzoek werd aanvankelijk via onderzoekplatforms online aangeboden. Uit de pilots kwam echter naar voren dat het moeilijk is om deelnemers online in een saillant Mock-scenario te plaatsen. Daarom werd gebruik gemaakt van labonderzoek met een online framework. Geprobeerd werd het testscenario zo saillant mogelijk te maken.

15 Deelnemers

Aan dit onderzoek deden 96 studenten van de Universiteit van Amsterdam mee die 0,75 ‘proefpersoonpunt’ of 7,50 euro voor hun deelname van 45 minuten ontvingen (N=96). Als

inclusiecriteria voor deelnemers moest de Engelse taal voldoende worden beheerst. Dit werd vermeld in de promotietekst en nogmaals vóóraf aan de test nagevraagd. Als trial-gebaseerd exclusiecriterium werden trials met een RT < 150 ms en > 800 ms uitgesloten voor verdere analyses. Op deelnemer-niveau werd data uitgesloten bij een hoeveelheid incorrecte responsen van ≥ 50% per stimuli type (‘probes’, ‘irrelevants’, ‘targets’). Te veel fouten en afwijkende RT kunnen een indicatie zijn voor een onserieuze deelname of het onjuist begrepen hebben van de testinstructies. Tenslotte werd data van deelnemers uitgesloten die ≤ 50% bruikbare trials over hadden na de trial-gebaseerde exclusies (totaal ≤ 120 trials). Deze exclusiecriteria werden enkel gebruikt voor de RT−CIT en waarborgen valide testresultaten. Na de exclusie bestond de steekproef nog uit 85 deelnemers (88,5%, N = 85). Deze deelnemers zijn onwillekeurig verdeeld in de ongeïnformeerde onschuldige conditie (N = 16), de geïnformeerde onschuldige conditie (N = 31) en de schuldige conditie (N = 38). Zo konden de deelnemers zichzelf inplannen waardoor er sprake was van onwillekeurige verdeling. Van tevoren was vastgesteld welke condities op welke dagen werden getest vanwege de testuitvoer in

groepsverband in de schuldige conditie. Bovendien begon de test voor deze conditie op hetzelfde tijdstip waardoor ook tijdsplanning noodzakelijk was. De deelnemers uit de overige conditie konden zelf een tijd van aanvang kiezen, immers de test geheel individueel plaatsvond.

Procedure

De deelnemers werden geworven door het onderzoek op de website (www.uva.lab.nl) te adverteren. Deze website is gelinkt aan de opleidingen die onderdeel zijn van de Faculteit der Maatschappij- en Gedragswetenschappen aan de Universiteit van Amsterdam. De test werd

gepresenteerd als ‘Online geheugendetectie welke succesvol moet worden doorstaan’. De deelnemers konden elektronisch een afspraak maken via deze website of de email. Tevens konden zij zonder afspraak langskomen en indien nodig een afspraak maken.

Na het individueel invullen van een digitaal ‘Informed consent’, werden de deelnemers gevraagd een aantal demografische gegeven in te vullen. Dit waren leeftijd, sekse, hoogst afgeronde opleiding, moedertaal en land van herkomst. Vervolgens werden zij, afhankelijk van de

onderzoeksdag, in één van de drie condities geplaats i) de schuldigen, ii) de geïnformeerde

onschuldigen, iii) de ongeïnformeerde onschuldigen. In het eerste testgedeelte moesten de deelnemers afhankelijk van de conditie een bijhorende opdracht uitvoeren.

- De schuldige conditie

16 opdracht samen een terroristische aanslag te plannen. De onderzoeker had vooraf willekeurig vier elementen gekozen uit een reeks van zes gelijkwaardige stimulivormen en deze in een envelop gestopt. De onderzoeker was niet blind voor de drie condities en de ‘probes’ van de schuldige conditie. Deze was wel blind voor de ‘probes’ van de (on)geïnformeerde onschuldigen. De onderzoeker pakte willekeurig tijdens elke groepsronde één van de enveloppen met daarin vier elementen die aan hen werden voorgelegd. De deelnemers kregen op papier de instructie deze vier elementen (‘probes’/’stimuli’) te verwikkelen in een geplande terroristische aanslag (soorten: locatie, datum, supermarkt en type bom). Zie in bijlage 1 alle 24 elementen, ook wel stimulivormen genoemd. De deelnemers moesten ook de bijdrage van de vier elementen bedenken om de aanslag succesvol te maken. Na 10 minuten werd de test individueel op de computer voortgezet. Hen werd hierop gevraagd waarom zij de vier elementen hadden gekozen voor hun terroristenaanslag. Bijvoorbeeld: “Geef alstublieft kort aan waarom u X (locatie, datum, type bom, supermarkt) hebt gekozen”. Zie bijlage 2 voor een overzicht van deze vragen. Hierna moesten zij een samenhangend verhaal typen van de geplande terroristenaanslag met de vier elementen. Ter geheugencheck moesten zij de juiste vier elementen aanwijzen die verstopt zaten tussen alle 24 stimulivormen (4 ‘probes’ + 20 ‘irrelevants’). Zij konden maximaal drie keer de verkeerde elementen kiezen. Na de derde keer keerden zij

automatisch terug naar de pagina waarop de vier ‘probes’ te zien waren. - De geïnformeerde onschuldige conditie

De geïnformeerde onschuldigen voerden de hele test individueel op de computer uit. Ze moesten een artikel te lezen over het omzeilen van een geplande terroristenaanslag. Hierin kwamen wederom vier elementen voor. Zij moesten aangeven waarom zij dachten dat deze vier elementen gekozen waren voor de terroristenaanslag. De geheugencheck verliep hetzelfde als bij de schuldigen maar dan met de elementen uit het gelezen artikel.

- De ongeïnformeerde onschuldige conditie

De ongeïnformeerde onschuldigen voerden eveneens de hele test individueel op de computer uit. Zij moesten een artikel lezen over een expositie van de duurste stoel ter wereld in plaats van een terroristische aanslag. Vervolgens moesten ze aangeven waarom ze dachten dat juist deze stoel, de naam van de stoel, het museum en de datum van de expositie gekozen waren. Ter geheugencheck moesten zij een samenvatting van het artikel maken.

Hierna moesten alle deelnemers vier ‘targets’ leren. De ‘targets’ werden willekeurig gekozen uit de 20 overgebleven elementen, bestaande uit ‘irrelevants’. De deelnemers werden vooraf aan de test gevraagd de ‘targets’ goed op te slaan in het geheugen. Om dit te toetsen, moesten zij deze ‘targets’ selecteren uit alle 24 stimulivormen bij elkaar. Deelnemers konden pas beginnen met de test mits zij de correcte vier ‘targets’ hadden geselecteerd. Bij een incorrecte keuze van ‘targets’ moesten de deelnemers opnieuw kiezen. Na drie keer de verkeerde te hebben gekozen, keerden zij automatisch

17 terug naar de pagina waarop de vier ‘targets’ te zien waren. Dit werd zo vaak herhaald als nodig.

In het eerste testgedeelte ondergingen de deelnemers de RT−CIT. Zij kregen hierbij de opdracht gedurende de hele test daderkennis te ontkennen. Voordat het testblok begon, ondergingen de deelnemers een drie-stappen oefenprocedure (Verschuere & Kleinberg 2015; Kleinberg & Verschuere 2015). Ze werden hiermee voorbereid op de echte test middels drie oefenblokken van 24 trials. Het niveau van het oefenblok werd telkens verhoogd totdat deze op het niveau van het testblok zat. De oefenblokken werden succesvol doorstaan, door niet meer fouten te maken dan was toegestaan en te reageren binnen het tijdslimiet. Daarna begonnen zij aan het testblok van de RT−CIT.

Na de RT−CIT begonnen de deelnemers aan het tweede testgedeelte, de aIAT. Hierin moesten zij zinnen classificeren in één van de categorieën, volgens bepaalde regels die telkens veranderden. Zie Tabel 1 voor de opzet van de aIAT.

Na de aIAT kregen de deelnemers een aantal afsluitende controlevragen in voorgelegd. Eén meerkeuzevraag ging over welke van de drie opdrachten zij aan het begin van de test hadden uitgevoerd. Hierna moesten de deelnemers de vier elementen van de terroristische aanslag aangeven (‘probes’), ter controle voor vergeten daderkennis. Dit werd onderzocht middels open vragen en meerkeuzevragen. Zij werden vervolgens gevraagd in hoeverre zij de gebruikte stimuli, maar ook alternatieve stimulisoorten relevant vonden voor een terroristische aanslag. Deelnemers konden dit beoordelen op een 9-punt Likert schaal (1 = helemaal niet relevant, 5 = enigszins relevant, 9 = absoluut relevant) in een uitklapmenu (Kleinberg & Verschuere, 2015). Tenslotte werd hen gevraagd in procenten de moeilijkheidsgraad van de test aan te geven en in hoeverre zij hadden geprobeerd te ontkennen. De deelnemers werden vervolgens gedebrieft, ontvingen een persoonlijk code en kregen de testuitslag voorgelegd. Hieruit bleek of zij al dan niet kennis hadden van de terroristische aanslag en indien kennis gedetecteerd was, waaruit deze kennis was opgedaan. De persoonlijke code werd gebruikt voor de eigen onderzoek analyses. De test in de (on)geïnformeerde onschuldige conditie duurde in totaal 40 minuten en in de schuldige conditie 50 minuten.

Testmateriaal

Alle experimentele taken zijn geprogrammeerd in HTML en Javascript en werden aangeboden op de webbrowser ‘Chrome’, een standaard webbrowser op de computer (link:

http://lieresearch.com/wp-content/uploads/leak/intro/gen_intro2.html). Middels deze webbrowser en een toetsenbord, werden de RT van de deelnemers vastgelegd. Door de RT−CIT en de aIAT in het Engels waren, konden deze bij een breder publiek kon worden afgenomen.

- de RT−CIT

Aan het begin van de RT−CIT kregen de testdeelnemers te lezen dat zij verdacht werden van het plannen van een terroristische aanslag. In het eerste blok verscheen een woord in het midden van het beeldscherm met de vraag of de testdeelnemer deze herkent. Dit kon worden beantwoord door

18 respectievelijk ‘JA’ of ‘NEE’ te kiezen middels de toetsen ``E´´ en de ``I´´ van het toetsenbord. De vraag en de antwoordknoppen bleven te zien op het beeldscherm ter herinnering. Alle kennis over de terroristische aanslag moest middels de corresponderende ‘NEE’ toets worden ontkend op de ‘probes’ en de ‘irrelevants’. Daarentegen moesten zij middels de ‘’JA’’ toets wel herkenning aangeven van de ‘targets’. De deelnemers ondergingen eerst drie oefenblokken om hen te laten wennen aan het testblok. Deze moesten elk voldoende worden doorstaan voor continuatie naar het volgende blok. Zie Tabel 3 voor de opzet van de oefenblokken. Bij foute antwoorden verscheen gedurende 200

milliseconden in het rood het woord ‘FOUT’ op het beeldscherm. Bij een reactie vanaf 800

milliseconden of langer, verscheen in het rood het woord ‘TE LANGZAAM’. In totaal werden 240 trials in willekeurige volgorde afgenomen. Zie Tabel 4 voor de teststructuur van de RT−CIT.

Tabel 3

Oefenblokken van de RT-based Concealed Information Test (RT−CIT)

Oefenblok Opdracht Feedback Succes

_____________________________________________________________________________ 1 Correct antwoorden Incorrecte antwoorden % Fout < 20

2 Correct antwoorden Incorrecte antwoorden % Fout < 20

+ +

Zo snel en nauwkeurig Te trage en te snelle mogelijk antwoorden antwoorden

3 Correct antwoorden Incorrecte antwoorden % Fout < 20 + + +

Zo snel en nauwkeurig Te trage en te snelle reactietijd trial < 800 ms mogelijk antwoorden antwoorden 20 % reactietijden

19 Tabel 4

Teststructuur van de RT-based Concealed Information Test (RT−CIT)

Stimulus- Stimuli Vereiste Frequentie Verwachte soort type respons respons (locatie)

_________________________________________________________________________ Den Haag ‘Irrelevant’ Druk “NEE’’ Frequent (4/6) (On)schuldig: Amsterdam Snel en nauwkeurig Maastricht

Groningen

_________________________________________________________________________ Utrecht ‘Target’ Druk ‘‘JA’’ Infrequent (1/6) (On)schuldig:

Langzaam en onnauwkeurig _______________________________________________________________________ Rotterdam ’Probe’ Druk “NEE” Infrequent (1/6) Schuldig: langzaam

en onnauwkeurig onschuldig: snel en

nauwkeurig ________________________________________________________________________ - De aIAT

Deelnemers moesten stimuli, bestaande uit zinnen/uitspraken categoriseren naar bepaalde gegeven regels die telkens veranderden. De test bestond uit vijf testblokken met daarbij twee

oefenblokken van testblok drie en vijf. Testblok drie, vier en vijf bestonden uit 40 trials, de rest van de test- en oefenblokken uit 20 trials. De oefenblokken lieten de deelnemers wennen aan de werking van het testblok. Zij konden enkel aan het testblok beginnen, mits de oefenblokken succesvol waren doorstaan. Dit kon door te antwoorden tussen 200 ms en 10,000 ms op minimaal 80% van de trials per blok per criteria, een totale gemiddelde RT van ≤ 5000 ms te behalen en wanneer het errorpercentage per blok < 30% was (Verschuere & Kleinberg, 2016). Als de oefenblokken goed genoeg waren uitgevoerd, verscheen het bericht dat er te veel fouten waren gemaakt en dat de instructies opnieuw moesten worden gelezen. Zij keerden terug naar de instructies en doorgingen opnieuw het oefenblok totdat deze wel voldoende waren doorstaan.

Alvorens blok één begon, moesten de deelnemers ten minste vijf uit 10 zinnen kiezen die voor hen als waar golden, zoals ´Ik kijk naar een computerscherm´. Tevens moesten zij ten minste vijf uit 10 zinnen kiezen die voor hen als onwaar golden, zoals ´Ik ben een berg aan het beklimmen’. Vervolgens werden de deelnemers gevraagd hun wijsvingers op de ‘’A’’ en de ‘’L’’ te zetten van het toetsenbord. Deze toetsen correspondeerden respectievelijk met ‘WAAR’ en ‘ONWAAR’. Tijdens blok één van de aIAT werden de 10 uitgekozen zinnen aangeboden op het beeldscherm. De

20 deelnemers moesten deze categoriseren in ‘WAAR’ of ‘ONWAAR’, zoals zij dat aan het begin van de test hadden aangegeven. Foute responsen werden aangegeven met een rode ‘’X’’. Nieuwe stimuli werd pas aangeboden na een correct gegeven antwoord. Het tweede blok werkte hetzelfde. De testdeelnemers moesten stimuli gerelateerd aan het plegen van de aanslag (b.v.: “IK HEB EEN AANSLAG GEPLAND”) en aan het lezen van het artikel (b.v.: “IK HEB EEN NIEUWSARTIKEL GELEZEN”), classificeren in de bijhorende categorie. In blok drie was de regel van het categoriseren veranderd, waardoor de stimuli in andere categorieën moest worden ingedeeld dan in blok één. In het derde blok zijn de twee categorieën uit blok één en twee samengevoegd (“WAAR” + “IK HEB DE BOMAANSLAG GEPLAND”) en (“ONWAAR” + “IK HEB EEN NIEUWSARTIKEL

GELEZEN”). Vervolgens moesten de stimuli, gerelateerd aan het gepland hebben van een aanslag en het gelezen hebben van een artikel, in de juiste categorie worden ingedeeld. Respectievelijk

correspondeerden de twee categorieën in blok drie met de toets ``A´´ en ``L´´. Blok vier werkte hetzelfde als blok twee, met als enige verschil dat de toetsencorrespondentie met de categorieën was omgedraaid. Waarvoor eerst de toets ``A´´ gekozen werd, werd erna de toets ``L´´ gekozen en andersom. Blok vijf werkte hetzelfde als blok drie, met als enige verschil dat de

toetsencorrespondentie met de categorieën wederom was omgedraaid. Het omwisselen van de categorieën met de corresponderende toetsen werd gedaan om de associatiesterktes tussen de deelnemers met elkaar te kunnen vergelijken. Zie Tabel 1 voor verduidelijking van het aIAT-paradigma.

Er worden twee soorten RT gemeten op de aIAT. De eerste RT bestaat uit de verstreken tijd tussen de stimuluspresentatie en de druk op de toets, ongeacht of het gegeven antwoord correct is. De tweede RT bestaat uit de verstreken tijd tussen de stimuluspresentatie en de druk op de toets van het correcte antwoord. Als de eerste druk op de toets reeds het correcte antwoord was, werden beide RT identiek.

Resultaten

In dit hoofdstuk wordt de werkwijze van de statistische analyses en de bijbehorende resultaten besproken.

Statistische analyse plan

Alle analyses werden uitgevoerd met het programma SPSS versie 22.0. Een alpha niveau van .05 werd aangehouden voor alle analyses. Cohen’s f (Cohen, 1988) effectscores worden gerapporteerd voor F-tests. Cohen’s d effectscores worden gerapporteerd voor de follow-up t-testen, waarbij gedifferentiëerd werd tussen dwithinen dbetween voor respectievelijk, ‘within-subjects’ en ‘between-subjects’ vergelijkingen (Verschuere & Kleinberg, 2015; Lakens 2013). Hiermee kan respectievelijk worden gekeken naar de effecten binnen de deelnemers en verschillende type stimuli en de effecten

21 tussen de condities en verschillende stimuli typen. Cohens f - en d-waarden van .10, .25 en .40

representeren respectievelijk een klein, matig en groot effect (Verschuere et al., 2015). - RT−CIT groepsanalyses

De hoofdanalyse bestond uit een 3 (conditie: schuldigen vs. geïnformeerde onschuldigen vs. ongeïnformeerde onschuldigen,‘between-subjects’) x 2 (type stimuli: ‘probe’ vs. ‘irrelevants’, ‘within-subjects’) mixed ANOVA met RT in milliseconden als afhankelijke variabele. Cohen’s f is berekend middels de formule f = √[ηp2_{/(1 – ηp}2_{)] (Cohen, 1988; Lakens 2013). Het ‘probe-irrelevant’} ‘within-subject’ contrast werd berekend met de formule: dwithin = M(RT(probes) – RT(irrelevants) /

√(SD(probes)2 + SD(irrelevants)2 - 2* r* SD(probes)*SD(irrelevants). De r is de Pearson correlatie tussen RT(probes) en RT(irrelevants). Deze werd gebruikt vanwege de normaal verdeelde data. Het ‘between-subject’ contrast voor twee groepen werd berekend met de formule, dbetween = (MRT (Probe-Irrelevant Verschil groep 1) – MRT (Probe-Irrelevant Verschil groep 2) / √(((ngroep 1 - 1)*SD(Probe –Irrelevant Verschil groep 1)2 + (ngroep 2 - 1)*SD(Probe-Irrelevant Verschil groep 1)2)/ngroep 1 + ngroep 2 - 2) (Kleinberg & Verschuere, 2015; Lakens 2013). Omdat met deze formule enkel twee groepen met elkaar vergeleken konden worden, is de formule drie keer berekend voor de drie condities uit huidig onderzoek.

- RT−CIT individuele classificatie

De individuele classificatie werd berekend in additie op de groepsanalyses. Dit is het verschil in RT op de ‘probe’ en de ‘irrelevants’ op individueel niveau en wordt de dCIT score genoemd. Deze wordt berekend met de formule, dCIT = (MRT (probes) – MRT (irrelevants)) / SDRT (irrelevants) ( Kleinberg & Verschuere, 2015). Het onderzoekt de mate van nauwkeurige classificatie van dit geheugendetectie-instrument, tussen de schuldigen, geïnformeerde onschuldigen en ongeïnformeerde onschuldigen. Positieve dCIT waarden indiceren herkening.

Daarnaast is er gebruik gemaakt van Receiver Operating Characteristics (ROC) curves analyse. Hiermee werd gekeken naar de werking van de individuele Cohen’s d voor het ‘probe-irrelevant’ verschil als differentiatiemethode tussen de schuldigen, geïnformeerde onschuldigen en ongeïnformeerde onschuldigen.

- De aIAT

De hoofdanalyse bestond uit een one-way ANOVA met bron daderkennis (‘IK HEB EEN

BOMAANSLAG GEPLAND’ vs. ‘IK HEB EEN NIEUWEARTIKEL GELEZEN’) als de between-subjects factor met als afhankelijke variabele de D600 score. In de D600 score zit verwerkt; a) exclusie RT > 10,000 ms, b) exclusie deelnemers met > 10% van de trials < 300 ms (geen exclusie), c) automatische vervanging van de RT van een eerste fout gegeven respons, door de RT van een tweede correct gegeven respons, d) berekende gemiddelde RT voor (oefen- & test)blok 3 en 5, e) berekende pooled SD’s voor (oefen- & test)blok 3 en (oefen- en test)blok 6, f) berekende RT verschil voor testblok 3 en 5 en oefenblok 3 en 5, g) het RT verschil delen door de bijbehorende pooled SD en

22 h) gemiddelde score van de twee voorgaand berekende scores tot één D600 score (Greenwald, Nosek, & Banaji 2003; Verschuere & Kleinberg, 2016). Deze D600 score werd gebruikt in de verdere analyses. Een positieve D600 score wijst op een sterkere associatie tussen ‘WAAR’ + ‘IK HEB EEN BOMAANSLAG GEPLAND’ (‘ONWAAR’ en ‘IK HEB EEN NIEUWSARTIKEL GELEZEN’) dan tussen ‘ONWAAR’ + ‘IK HEB EEN BOMAANSLAG GEPLAND’ (‘WAAR’ + ‘IK HEB EEN NIEUWSARTIKEL GELEZEN’). Een negatieve score wijst op een sterkere associatie tussen ‘WAAR’ + ‘IK HEB EEN NIEUWSARTIKEL GELEZEN’ (‘ONWAAR’ + ‘IK HEB EEN BOMAANSLAG GEPLAND’) dan tussen ‘ONWAAR’ + ‘IK HEB EEN NIEUWSARTIKEL GELEZEN’ (‘WAAR’ + ‘IK HEB EEN BOMAANSLAG GEPLAND’). Zowel de resultaten uit de oefen- als de testblokken werden meegenomen in de analyses.

Primaire resultaten - RT−CIT groepsanalyses

Uit een 3 (conditie: schuldigen vs. geïnformeerde onschuldigen vs. ongeïnformeerde onschuldigen, ‘between-subjects’) x 2 (type stimuli: ‘probe’ vs. ‘irrelevant’, ‘within-subject’) mixed ANOVA kwam op RT een significant hoofdeffect naar voren van het type stimuli, F (1, 82) = 15.37, p < .001, f = .16 en voor bron van daderkennis F (1, 82) = 6.19, p < .01, f = .13. Er was ook sprake van een significante interactie tussen stimuli en conditie (bron van daderkennis) op RT, F (2, 82) = 12.30, p < .001, f = .23.

De RT van de ongeïnformeerde onschuldigen op de ‘probes’ (M = 447.46, SD = 42.05) verschilden niet significant van die op de ‘irrelevants’ (M = 454.41, SD = 35.96), t (15) = .07, p > .05, dwithin.= .18. De RT van de geïnformeerde onschuldigen op de ‘probes’ (M = 485.05, SD = 52.73) waren significant hoger dan de ‘irrelevants’(M = 472.46, SD = 39.43), t (30) = 2.12, p < .05, dwithin = .27. De RT van de schuldigen op de ‘probes’ (M = 512.65, SD = 48.48) waren significant hoger dan die op de ‘irrelevants’ (M = 477.17, SD = 41.96), t (37) = 6.77, p < .01, dwithin = .78. Zie Tabel 5 voor een overzicht overzicht van de effectgroottes van de ‘probe-irrelevant’ verschillen tussen de condities.

23 Tabel 5

Effectgroottes ‘Probe-irrelevant’ verschillen tussen de schuldigen, geïnformeerde onschuldigen en de ongeïnformeerde onschuldigen

Contrast Cohen’s dbetween

Schuldigen + .70* geïnf. onschuldigen Geïnf. Onschuldigen + .69* Ong. onschuldigen Ong. onschuldigen + 1.50* Schuldigen voetnoot: * = p < .05.

Het ‘probe-irrelevant’ verschil was significant groter bij de geïnformeerde onschuldigen (M = 12.58, SD = 33.08) ten opzichte van de ongeïnformeerde onschuldigen (M = 6.95, SD = 14.20), t (45) = -2.47, p < .00, dbetween = .69. Het ‘probe-irrelevant’ verschil was significant groter bij de schuldigen (M = 35.48, SD = 32.32), ten opzichte van de geïnformeerde onschuldigen (M = 12.58, SD = 33.08), t (67) = -2.26, p < .05, dbetween = .70. Tenslotte was het ‘probe-irrelevant’ verschil significant het grootst bij de schuldigen (M = 35.48, SD = 32.32) ten opzichte van de ongeïnformeerde onschuldigen (M = -6.95, SD = 14.20), t (52) = -4.67, p < .001, dbetween = 1.50.

- RT−CIT individuele classificatie

Zie Tabel 6 voor een overzicht van de gemiddelde RT per stimuli, het ‘probe-irrelevant’ verschil per deelnemer, de dwithin en de dCIT score. De dCIT score was significant hoger bij de geïnformeerde

onschuldigen ten opzichte van de ongeïnformeerde onschuldigen, t (45) = -2.23, p < .05, dbetween = .81. De dCIT score was significant hoger bij de schuldigen ten opzichte van de geïnformeerde

onschuldigen, t (67) = -2.82, p < .01, dbetween = .66. Tenslotte was de dCIT score significant hoger tussen de schuldigen en de ongeïnformeerde onschuldigen, t (52) = 5.15, p < .001, dbetween = 1.56.

De resultaten komen overeen met de verwachting dat schuldigen en geïnformeerde onschuldigen grotere ‘probe-irrelevant’ verschillen in RT laten zien, dan ongeïnformeerde onschuldigen.

24 Tabel 6

Gemiddelde RT (in milliseconden; SD tussen haakjes) op type stimuli, het ‘probe-irrelevant’

verschil, de effectgrootte en de dCIT score, per conditie __

‘probe’ ‘irrelevant’ p – i Cohen’s dCIT dwithin __________ M M M ________________________________________________________________________________ Schuldigen 512.65 477.17 35.48 .78 .35 (48.48) (41.96) (32.32) Geïnformeerde 485.05 472.46 12.59 .27 .13 onschuldigen (52.73) (39.43) (33.08) Ongeïnformeerde 447.46 454.41 -6.95 .18 -.07 onschuldigen (42.05) (35.96) (14.20)

De diagnostische accuraatheid van de dCIT score tussen de ongeïnformeerde- en de geïnformeerde onschuldigen was, AUC = .69 [.55−.83]. De diagnostische accuraatheid van de dCIT score tussen de geïnformeerde onschuldigen en de schuldigen was, AUC = .70 [.57−.82]. Tenslotte was de

diagnostische accuraatheid van de dCIT score tussen de schuldigen en de ongeïnformeerde

onschuldigen, AUC = .91 [.83−.98]. Op basis van de betrouwbaarheidsintervallen [tussen haakjes] kan worden aangenomen dat er geen significant verschil zit in AUC tussen de ongeïnformeerde- en de geïnformeerde onschuldigen ten opzichte van de AUC tussen de geïnformeerde onschuldigen en de schuldigen. Wel zit er mogelijk een significant verschil in de AUC tussen de ongeïnformeerde onschuldigen en de schuldigen. Het is niet mogelijk dit significant verschil te concluderen in de AUC tussen de geïnformeerde onschuldigen en de schuldigen ten opzichte van de ongeïnformeerde

onschuldigen en de schuldigen. De grens van deze twee betrouwbaarheidsintervallen zitten te dicht op elkaar om zonder verdere analyses conclusies te mogen trekken. Wel kan worden gesuggereerd dat de RT−CIT in hoge mate kan differentiëren tussen de schuldigen van de ongeïnformeerde onschuldigen.

- De aIAT

Uit de one-way ANOVA met bron daderkennis (‘IK HEB EEN BOMAANSLAG GEPLAND’ vs. ‘IK HEB EEN NIEUWEARTIKEL GELEZEN’) op de D600 score komt geen significant hoofdeffect naar voren van de conditie (bron van daderkennis), F (2, 84) = .12, p > .05, f = .00. De D600 score verschilde niet tussen de verschillende condities.

Er wordt een one-sample t-test tegen 0 uitgevoerd met de D600 scores om te onderzoeken of er een associatie bestaat die sterker is dan geen associatie. Voor de one-sampled t-test is gebruik gemaakt van d = t/sqrt (n) (Lakens, 2013 in Verschuere & Kleinberg, 2016). De ongeïnformeerde

25 onschuldigen (M = -.10, SD = .39) verschilde niet significant van 0, t (15) = -1.06, p > .05, dwithin = .25 [-.31−.10]. De geïnformeerde onschuldigen (M = -.08, SD = .47) verschilde niet significant van 0, t (30) = -.90, p > .05, dwithin = .17 [-.25−.10]. Deze impliceren geen associatie bij de classificatie van zinnen uit blok 3 en 5. De schuldigen (M = -.12, SD = .36) verschilde wel significant van 0, t (37) = -2.15, p < .05, dwithin = .33 [-.24−.01]. Dit impliceert een associatiesterkte groter dan 0 bij de

schuldigen die daderkennis hebben opgedaan door de eigen ervaring.

De uitkomsten komen niet overeen met de verwachting dat op de aIAT de schuldigen snellere associaties maken dan de geïnformeerde onschuldigen, tijdens het paren van congruente zinnen gerelateerd aan daderkennis voortvloeiend uit eigen ervaring (plannen van een aanslag). Tevens maakten de geïnformeerde onschuldigen geen snellere associaties dan de schuldigen, op het paren van congruente zinnen die gerelateerd waren aan daderkennis voortvloeiend het gelezen hebben van een artikel (gegeven informatie).

De diagnostische accuraatheid tussen de ongeïnformeerde- en de geïnformeerde onschuldigen was, AUC = .54 [.37−.71]. De diagnostische accuraatheid tussen de geïnformeerde onschuldigen en de schuldigen was, AUC = .51 [.37−.65]. Tenslotte was de diagnostische accuraatheid van de D600 score tussen de schuldigen en de ongeïnformeerde onschuldigen, AUC = .51 [.34−.69]. Op basis van de betrouwbaarheidsintervallen kan worden aangenomen dat er geen significant verschil zit in AUC tussen de drie condities.

- De RT−CIT & aIAT

Op basis van de dCIT score wordt daderkennis gedetecteerd, waarbij het in de RT−CIT gebruikelijk is om een gevalideerde cutoff waarde aan te houden van .20 (Noordraven & Verschuere, 2014). Uit de resultaten kwam echter naar voren dat diagnostische accuraatheid hoger was op.19. Deze cutoffscore is in de verdere analyses meegenomen. Na de selectie van de CIT-RT met de dCIT cutoff waarde zijn alle ongeïnformeerde onschuldigen uitgesloten. De diagnostische accuraatheid van de D600 score kan daarom alleen worden uitgerekend bij de geïnformeerde onschuldigen en de schuldigen, AUC = .50 [.31−.70]. Zie Tabel 7 voor de diagnostische accuraatheid van de RT−CIT en de aIAT, weergegeven als de ‘hitrate’ en de AUC van de dCIT scores en D600 scores. De diagnostische accuraatheid van de D600 scores zijn vóór en ná de deelnemerselectie van de dCIT (dCIT score > .19) berekend.

26 Tabel 7

Diagnostische accuraatheid in bron van daderkennis door de hit-rate en de AUC van de dCIT score en D600 score vóór- en na selectie van deelnemers (dCIT score > .19)

dCIT D600 (vóór) D600 (na) ____________ ____________ ____________ M SD % M SD % M SD % Schuldigen .35 (.31) 66 -.12 (.38) 40 -.10 (.34) 30 Geïnformeerde .13 (.33) 35 -.08 (.47) 32 -.10 (.38) 9 onschuldigen Ongeïnformeerde -.7 (.13) 0 -.10 (.39) 31 − onschuldigen

AUC ong. onschuldigen

en geïnf. onschuldigen .69 .19 − AUC geïnf. onschuldigen

en schuldigen .70 .54 .50 AUC schuldigen

en ong. onschuldigen .91* .51 −

voetnoot: * = mogelijk p < .05, % = Hit rate.

Secundaire resultaten

- Saillante stimuli beoordeling

Onderzocht werd of de gebruikte stimuli betekenisvol was en of er relevantere alternatieve stimuli bestaan. Uit Tabel 8 komt naar voren dat de stimuli ‘locatie’ (M = 7.65, SD = 1.53) en ‘stad’ (M = 7.33, SD = 1.66) als meest saillante stimuli werden beoordeeld. ‘Datum’ (M = 6.64, SD = 2.12) en ‘Type bom’ (M = 6.22, SD = 2.21) werden minder saillant beoordeeld. Uit Tabel 8 is af te lezen dat enkel twee gebruikte stimuli als meest saillant werden beoordeeld. Geconcludeerd werd dat het kiezen van de meest saillante stimuli gedeeltelijk is gelukt.

27 Tabel 8

Gemiddelde relevantie beoordelingen op 9-punten Likert schaal per categorie stimuli (gepresenteerd op aflopende volgorde)

Categorie M SD Locatie 7.65 1.53 Stad 7.33 1.69 Aantal slachtoffers 7.01 2.19 Motief 6.96 2.35 Tijd 6.92 2.26 Datum 6.64 2.14 Soort slachtoffers 6.53 2.39 Type boom 6.22 2.21 Doel 6.01 2.42 Groepsgrootte 5.81 2.43 Codenaam 3.67 2.45 Groep 2.92 2.61 ___________________________________________________________ - Controlevragen

Uit de open controlevragen ter geheugencheck van de ‘probes’ komt naar voren dat de schuldigen (M = 3.85, SD = .43) en de geïnformeerde onschuldigen (M = 3.48, SD = 1.15) gemiddeld ongeveer gelijk scoren. De ongeïnformeerde onschuldigen scoorden gemiddeld laag, immers zij vooraf aan de tests geen (aanslag-gerelateerde) ‘probes’ hadden geleerd (M = .06, SD = .24). Uit dezelfde controlevragen in gesloten vorm scoorden de schuldigen (M = 3.90, SD = .64) en de geïnformeerde onschuldigen (M = 3.34, SD = 1.47) wederom ongeveer gelijk. De ongeïnformeerde onschuldigen scoorde wederom laag (M = .41, SD = 1.06).

Daarnaast komt uit de controlevraag naar voren dat de deelnemers niet erg hun best hebben gedaan om te ontkennen (M = 66.16, SD = 37.13), de taak niet te moeilijk vonden (M = 56.66, SD = 22.48) en zij redelijk gemotiveerd waren (M = 6.96, SD = 2.34). De schuldigen (M = 66.16, SD = 37.13) waren significant gemotiveerder dan de geïnformeerde onschuldigen (M = 66.16, SD = 37.13) maar niet dan de ongeïnformeerde onschuldigen, t (45) = -2.08, p < .05.

Ten slotte gaven vier geïnformeerde onschuldigen en één ongeïnformeerde onschuldige aan als opdracht een terroristische aanslag te hebben gepleegd. Eén deelnemer uit de geïnformeerde

28 onschuldige conditie had een artikel over de veiling van een dure stoel gelezen. De data van deze vijf (on)geïnformeerde onschuldigen zijn vervolgens uitgesloten. Uit een 3 (conditie: schuldigen vs. geïnformeerde onschuldigen vs. ongeïnformeerde onschuldigen,‘between-subjects’) x 2 (type stimuli: ‘probe’ vs. ‘irrelevants’, ‘within-subjects’) mixed ANOVA met RT in milliseconden als afhankelijke variabele komt een significant hoofdeffect naar voren van stimuli (‘probe’ en ‘irrelevant’), F (1, 75) = 15.45, p < .001, f = .17 en conditie F (2, 75) = 6,72, p < .01, f = .17. Er was ook sprake van een significante interactie tussen stimuli en conditie (bron van daderkennis) op RT, F (2, 75) = 10.81, p < .001, f = .22. Uit een one-way ANOVA met bron daderkennis (‘IK HEB EEN BOMAANSLAG GEPLAND’ vs. ‘IK HEB EEN NIEUWEARTIKEL GELEZEN’) met de D600 score (na dCIT

criterium) als afhankelijk variabele kwam alsnog geen significant hoofdeffect naar voren van conditie (bron van daderkennis), F (1, 30) = .03, p > .05, f = .00.

- Reactietijden op (in)congruente blokken

Er is gekeken naar de RT van de schuldigen en de (on)geïnformeerde onschuldigen om te onderzoeken wat geleid heeft tot het ontbreken van het aIAT-effect. De RT op de aIAT van de ongeïnformeerde onschuldigen zijn vóór de deelnemersselectie op basis van de dCIT score > .19. Alle ongeïnformeerde onschuldigen waren namelijk na deze selectie uitgesloten. De RT van de schuldigen en geïnformeerde onschuldigen zijn die van na de voorgenoemde selectie. Zie figuur 2 voor een overzicht van de RT van de deelnemers op de (in)congruente blokken. Belangrijk is om nogmaals op te merken dat oefen- en testblok 3 congruent zijn voor de schuldigen en incongruent voor de

geïnformeerde onschuldigen en de ongeïnformeerde onschuldigen.

figuur 2.

De associatiesterkte van de schuldigen en (on)geïnformeerde onschuldigen in de congruente en incongruente oefen- en testblokken in RT (ms) op de Y-as

0,00 200,00 400,00 600,00 800,00 1.000,00 1.200,00 1.400,00

Oefenblok 3 Testblok 3 Oefenblok 5 Testblok 5

Ongeïnformeerde onschuldigen geïnformeerde onschuldigen Schuldigen

29 Uit figuur 2 blijkt dat de schuldigen het snelst associeerden in het, voor hen, congruente testblok 3. De geïnformeerde onschuldigen associeerden het snelst dit, voor hen incongruente, testblok 5. Echter de verschillen in associatiesnelheid voor beide condities op de congruente ten opzichte van de

incongruente blokken zijn klein. - Groepsgroottes schuldigen

Een ANCOVA werd gebruikt om te onderzoeken of de groepsgroottes van de schuldigen van invloed zijn geweest op de testresultaten. Uit de resultaten komt naar voren dat de verschillen in

groepsgroottes van de schuldigen geen invloed heeft gehad op de resultaten van de dCIT, F (1, 81) = .69, p > .05, f = .01, en de D600 score, na selectie van deelnemers op basis van het dCIT criterium .19, F (1, 33) = .34, p > .05, f = .01. Zie Tabel 9 voor de gemiddelde dCIT en de D600 score tussen de verschillende groepsgroottes.

Tabel 9

Gemiddelde dCIT en D600 scores tussen de verschillende groepsgroottes (aantal personen)

dCIT D600 ______ ______ Groepsgrootte M (SD) M (SD) 1 -.24 − − − 2 .25 (.24) -.19 (.32) 3 .23 (.21) -.45 (.50) 4 .17 (.25) -.04 (.35)

Discussie

In deze studie wordt de werkzaamheid van de RT−CIT als diagnostisch instrument onderzocht. Uit de resultaten blijkt een duidelijk effect voor het onderscheiden van de schuldigen en geïnformeerde onschuldigen ten opzichte van de ongeïnformeerde onschuldigen, bij het plannen van een terroristische aanslag als Mock-delict. Geconcludeerd wordt dat de RT−CIT een hoog valide

diagnostisch instrument is voor het detecteren van daderkennis. In huidige studie lieten de schuldigen en de geïnformeerde onschuldigen grotere herkenning zien van de delictdetails, dan de

ongeïnformeerde onschuldigen. Dit komt overeen met hypothese 1. Op basis van de literatuur

(Verschuere et al., 2011, Ben-Shakar et al., 1999) werd echter ook verwacht dat de RT−CIT een hoger differentiatievermogen zou hebben bij het differentiëren van de geïnformeerde onschuldigen van de

30 onschuldigen dan uit huidig onderzoek. Een groter ‘probe-irrelevant’ verschil zou namelijk ook bij geïnformeerde onschuldigen worden veroorzaakt door herkenning van de ‘probes’ en niet van de ‘irrelevants’ (Kleinberg & Verschuere, 2015; Verschuere et al., 2010). Een verklaring hiervoor is dat de delictdetails minder goed opgeslagen liggen in het autobiografisch geheugen van de geïnformeerde onschuldigen. Zij hebben immers niet actief de terroristische aanslag gepland. Waarschijnlijk is het ‘probe-irrelevant’ verschil van de geïnformeerde onschuldigen vanuit een ander mechanisme te verklaren, dan die van de schuldigen (klein Selle et al., 2015; Suchotzki et al., 2014; Verschuere et al., 2011).

De RT−CIT blijkt niet specificerend genoeg bij het onderscheiden van daderkennis opgedaan uit de eigen ervaring en daderkennis opgedaan uit externe informatiebronnen In de huidige studie werd daarom gekeken of daderkennis zou kunnen worden gespecificeerd middels de snelheid van het associëren van twee contrasterende zinnen, gerelateerd aan bron van daderkennis (Verschuere & Kleinberg, 2016; Sartorti & Agosta, 2013; Sartori et al., 2008). Er werd in huidig onderzoek geen effect gevonden van de aIAT in het specificeren van bron van daderkennis. Desondanks lijken de schuldigen de stimuli, gerelateerd aan het plannen van een terroristische aanslag, met elkaar te associëren. Dit impliceert dat de associaties mogelijk niet sterk genoeg zijn geweest. De opzet van de aIAT in huidig onderzoek zou in dit geval een rol hebben gespeeld in het ontbreken van valide aIAT resultaten. Er zijn indicaties dat de vorm van uitgevoerde opdracht voor de schuldige en

geïnformeerde onschuldigen te onduidelijk zijn geweest. Zo laten de exploratieve resultaten zien dat de associaties van de geïnformeerde schuldigen met de aanslag-gerelateerde stimuli net iets sterker waren dan die met de artikel-gerelateerde stimuli. De associatiesterkte van de schuldigen met de aanslag- en artikel-gerelateerde stimuli was bijna gelijk. Bovendien lieten de ongeïnformeerde onschuldigen op drie van de vier (oefen- en test) blokken de sterkste associaties zien. Mogelijk lag de nadruk van de opdrachten voor de schuldigen en de geïnformeerde onschuldigen te veel op de inhoud van de opdracht in plaats van de vorm ervan. Om daderkennis te kunnen specificeren, wordt in de aIAT echter vooral beroep gedaan op de opdrachtvorm. Daarnaast waren beide opdrachten gerelateerd aan een terroristische aanslag, welke verwarring kunnen opwekken. Uit de exploratieve resultaten komt naar voren dat deze verwarring het grootst was bij de geïnformeerde onschuldigen. Een

mogelijke verklaring hiervoor is dat het actief uitvoeren van een opdracht beter in het autobiografisch geheugen wordt opgeslagen. De verwarring omtrent de opdracht voor deze twee type deelnemers verklaren mogelijk hun zwakke en gelijkwaardige associaties met de aanslag- en artikel-gerelateerde categorieën. Om dit vraagstuk te onderzoeken kan in toekomstig onderzoek een extra open

controlevraag worden gesteld betreffende de uitgevoerde opdracht. Ook kan in toekomstig onderzoek naar de aIAT meer de nadruk worden gelegd op de opdrachtvorm in plaats van op de inhoud.

Tenslotte ondergaan alle deelnemers eerst de RT−CIT, wat de verwarring omtrent de exacte opdracht voor de schuldigen en de geïnformeerde onschuldigen kan doen vergroten. Uit de controlevragen van de ‘probes’ blijkt dat de deelnemers zich deze wel voldoende kunnen herinneren. Toekomstig