UNIVERSITEIT VAN AMSTERDAM
Toepassen van de J-SOAP II op subgroepen jeugdige zedendelinquenten
Masterscriptie Forensische Orthopedagogiek
Graduate School of Child Development and Education Rosalie Haan – 10221816
Eerste beoordelaar: Dhr. prof. dr. J. Hendriks Tweede beoordelaar: Mw. dr. E. S. van Vugt Amsterdam, mei 2017
Aantal woorden: 9986 (excl. tabellen, referentielijst en bijlagen)
Abstract
Inleiding. Doorgaans worden drie subgroepen jeugdige zedendelinquenten onderscheiden: kindmisbruikers, leeftijdgenootmisbruikers en groepsdaders. Om te voorkomen dat deze daders
recidiveren, wordt het recidiverisico met behulp van het risicotaxatie-instrument J-SOAP II voorspeld. Methode. Data van 630 mannelijke zedendelinquenten tussen 12 en 19 jaar oud werden verzameld door dossier- en delictvariabelen te scoren. Feitelijke recidive en het voorspelde recidiverisico werden vervolgens vastgesteld. Middels verschillende analysen is onderzocht of de J-SOAP II juiste
risicovoorspellingen doet voor de drie subgroepen en welke items (on)toepasbaarheid verklaren. Resultaten. Geconcludeerd wordt dat de J-SOAP II niet toereikend is in het voorspellen van het zedenrecidiverisico. Voor zowel de totale groep jeugdige zedendelinquenten als voor de drie subgroepen wordt het zedenrecidiverisico sterk overschat. Het algemene recidiverisico wordt daarentegen onderschat.
Discussie. Naast kanttekeningen worden ook aanbevelingen voor vervolgonderzoek genoemd. Omdat de risicovoorspelling verstrekkende gevolgen kan hebben voor de behandeling van jeugdige
Inleiding
Jeugdige zedendelinquenten staan sinds de jaren ’90 volop in de belangstelling (Van Boetzelaer, Hendriks, & Bijleveld, 2012). Werd seksueel grensoverschrijdend gedrag voor die tijd gezien als experimenteergedrag (Bullens, Van Wijk, & Mali, 2004), tegenwoordig roepen dergelijke gedragingen onbegrip, woede en afschuw op in de samenleving (Boone & Van de Bunt, 2016). Met de belangstelling voor zedendelicten werd in de maatschappij een beeld gevormd van ‘de’ jeugdige zedendelinquent: een persisterende, specialiserende dader (Bijleveld & Hendriks, 2005a), psychopaat of gewetenloos persoon (Gooren, 2008). Jeugdige zedendelinquenten vormen in werkelijkheid echter een heterogene dadergroep (Hendriks, 2006), met verschillen in onder meer leeftijd, IQ en criminele carrière (Pullman & Seto, 2012; Van Wijk, Schoenmakers, Kerkhof-Van Holsteijn, 2012).
Toch kunnen relatief homogene subgroepen vanuit de heterogeniteit gevormd worden. De meest gangbare indeling van jeugdige zedendelinquenten is gebaseerd op slachtoffer- en
delictkenmerken (Hendriks, 2006). Kindmisbruikers, leeftijdgenootmisbruikers en groepsdaders worden met deze indeling onderscheiden. Naast overeenkomsten in slachtoffer- en daderkenmerken bestaan binnen deze subgroepen overeenkomsten in bijvoorbeeld etniciteit (Bijleveld & Soudijn, 2008), psychopathologie, gezinsfactoren en persoonlijkheidskenmerken (Hendriks, 2006). Onderzoek onder residentieel behandelde jeugdige zedendelinquenten wijst tevens uit dat een verband bestaat tussen de indeling en recidive (Hendriks, 2006). Zo recidiveerden leeftijdgenootmisbruikers en groepsdaders bijvoorbeeld vaker dan kindmisbruikers naar een geweldsdelict (Hendriks, 2006).
Om recidive te voorkomen, wordt in toenemende mate belang gehecht aan het schatten van recidiverisico’s. Hiervoor dienen wetenschappelijk onderbouwde risicotaxatie-instrumenten gebruikt te worden (Lodewijks & Van Domburgh, 2012). Een veelgebruikt risicotaxatie-instrument voor jeugdige zedendelinquenten is de Juvenile Sex Offender Assessment Protocol II (J-SOAP II) (Prentky & Righthand, 2003; Nederlandse bewerking ‘J-SOAP D’: Bullens, Van Horn, Van Eck, & Das, 2004). Dit instrument zou significant bijdragen aan de voorspelling van zowel seksuele (Prentky et al., 2010) als algemene recidive (Viljoen et al., 2008). Bij deze voorspellingen wordt echter (nog) geen
onderscheid gemaakt tussen de subgroepen. Onduidelijk is dan ook of de J-SOAP II een geschikt risicotaxatie-instrument is voor zowel kindmisbruikers, leeftijdgenootmisbruikers als groepsdaders.
Theoretisch kader
De impact van zedendelicten (art. 239-250 WvSr; zie bijlage 1) is groot, voor zowel slachtoffer als maatschappij (Leuw, Bijleveld, & Daalder, 2003). Slachtoffers van zedendelicten rapporteren doorgaans psychische lijdensdruk (Bicanic & De Jongh, 2016) en zij blijken vaak te kampen met een posttraumatische-stressstoornis (PTSS) (Van Berlo & Mooren, 2009). Zedendelicten roepen daarbij reacties van onbegrip, woede en afschuw op in de samenleving (Hissel, Bijleveld, Hendriks, Jansen, & Collot d’Escury-Koenigs, 2006; Boone & Van de Bunt, 2016); de zogenoemde morele paniek - de disproportionele, negatieve sociale reactie op afwijkend gedrag – is groot (Boone,
Van de Bunt, & Siegel, 2014). De volwassen zedendelinquent is daardoor al jaren een veel besproken en onderzochte dader (Koenders, 1996), in tegenstelling tot de minderjarige zedendelinquent. Zowel op maatschappelijk als wetenschappelijk terrein (Van Wijk, Loeber, Ferwerda, Smulders &
Vermeiren, 2005) is jeugdige zedendelinquentie een onderwerp waar pas sinds het eind van de 20e eeuw aandacht voor is (Van Boetzelaer et al., 2012). Tot begin jaren ’90 werd seksueel
grensoverschrijdend gedrag in de jeugd nog afgedaan als experimenteergedrag of nieuwsgierigheid (Bullens et al., 2004), maar tegenwoordig nemen politie, justitie en hulpverlening dergelijk gedrag zeer serieus (Van Wijk et al., 2005; Van der Put, Assink, Bindels, Stams, & De Vries, 2013).
De toegenomen aandacht voor de jonge zedendelinquent op wetenschappelijk gebied is te zien aan het grote aantal verschenen publicaties over deze daderpopulatie, zowel nationaal als
internationaal. De exacte prevalentie van jeugdige zedendelinquenten blijft echter onduidelijk. Er is vermoeden van een groot dark number, wat betekent dat een deel van de zedendelicten niet wordt gemeld en/of geregistreerd (Bijleveld & Hendriks, 2005). Dit kan het gevolg zijn van schaamte bij de slachtoffers of het niet bereid zijn om aangifte toen doen, bijvoorbeeld wanneer de dader een bekende van het slachtoffer is. Een deel van de daders blijft hierdoor onbekend. Wel is duidelijk dat een noemenswaardig deel van het totale aantal zedendelicten gepleegd wordt door minderjarigen. Zo toont internationaal onderzoek aan dat jongeren in 16 procent van alle zedendelicten dader zijn (Martinez, Rosenfeld, Cruise, & Martin, 2015). Vooral voor zedendelicten met kinderen zijn jongeren relatief vaak verantwoordelijk; cijfers variëren van 35,6 (Martinez et al., 2015) tot 50 procent (Boonmann, Nauta-Jansen, ’t Hart-Kerkhoffs, Doreleijers, & Vermeiren, 2012; Van Boetzelaer et al., 2012). In Nederlands onderzoek werden vergelijkbare, maar enigszins hogere cijfers gevonden. Zo vond Hendriks (2006) dat 22,7 procent van de verdachten van een zedendelict minderjarig is en zouden adolescenten volgens Hissel en collega’s (2006) een kwart van het totale aantal zedendelicten plegen. Bovengenoemde percentages zijn hoger bij zedendelicten dan bij enig ander strafbaar feit; jongeren zijn hierin dus relatief oververtegenwoordigd (Hendriks, 2006).
Het Centraal Bureau voor de Statistiek (CBS, 2016) registreert de laatste jaren echter minder hoge percentages. In de periode 2006 tot en met 2014 is te zien dat het percentage geregistreerde minderjarige verdachten van een seksueel delict ten opzichte van het totaal aantal geregistreerde verdachten van een seksueel delict afgenomen is van 16,5 procent naar 14,0 procent (zie Tabel 1). Het totaal aantal geregistreerde verdachten van een zedendelict nam in die periode met 53 procent af, tegenover een afname van 60 procent minderjarig geregistreerde verdachten. Met rond de 600 minderjarige zedenverdachten per jaar behoort 0,18 procent van het totale aantal verdachten tot deze groep, tegenover 1,5 procent van het totale aantal minderjarige verdachten (CBS, 2016).
Tabel 1. Aantal en percentage minderjarige verdachten van een seksueel delict in Nederland
2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
Minderjarig 1455 1250 1065 1010 920 675 665 555 580
Totaal 8820 7915 7155 6465 5660 5215 4970 4620 4135
Ondanks het feit dat zowel burgers, pers als politiek ideeën hebben over ‘de’ jeugdige zedendelinquent (Bijleveld & Hendriks, 2005; Gooren, 2008), vormen jonge zedendelinquenten een heterogene dadergroep (Hendriks, 2006; Van Wijk et al., 2012) met verschillende achtergronden, persoonskenmerken en behandel- en ondersteuningsbehoeften (Pullman & Seto, 2012; Kim, Benekos, & Merlo, 2015). Het is dan ook van belang de heterogene dadergroep onder te verdelen in subgroepen (Van Wijk et al., 2012).Deze zogenoemde typologieën kunnen gebaseerd worden op diverse
kenmerken, waaronder leeftijd, aard van het delict of criminele carrière (Van Wijk et al., 2012). Zo worden bijvoorbeeld ‘specialisten’ en ‘generalisten’ onderscheiden, waarbij specialisten zich
specialiseren in seksuele delicten en generalisten een diverse criminele carrière ontwikkelen (Pullman & Seto, 2012). Specialisten blijken vaker gepest te zijn door leeftijdsgenoten terwijl generalisten vaker slachtoffer zijn van mishandeling of verwaarlozing in het gezin (Hissel et al., 2006). Twee relatief homogene subgroepen worden op deze manier vanuit de heterogeniteit gevormd.
De meest gangbare indeling van jeugdige zedendelinquenten is echter gebaseerd op slachtoffer- en delictkenmerken (Van den Berg, Bijleveld, & Hendriks, 2011). Met deze indeling worden de subgroepen kindmisbruikers, leeftijdgenootmisbruikers en groepsdaders onderscheiden (Hendriks, 2006). Onder kindmisbruikers worden jeugdigen met een slachtoffer jonger dan twaalf jaar dat minstens vijf jaar jonger is dan zijzelf verstaan. Kindmisbruikers hebben vaker mannelijke
slachtoffers dan jongeren uit de andere subgroepen. Zij zijn daarbij vaker autochtoon en vaker sociaal geïsoleerd. Dikwijls zijn kindmisbruikers zelf slachtoffer van seksueel misbruik en meer dan eens hebben zij al eerder een zedendelict gepleegd (Hendriks, 2006). Wanneer het slachtoffer ouder is of dezelfde leeftijd heeft als de dader, wordt de dader leeftijdgenootmisbruiker genoemd. Deze jongeren blijken vaker mishandeld of verwaarloosd te zijn dan en komen vaker uit antisociale of gewelddadige gezinnen (Hendriks, 2006). Groepsdaders, behorende tot de derde subgroep, plegen met minstens één mededader een zedendelict. Vaker dan de solistische daders zijn groepsdaders van allochtone afkomst en beschikken zij over een lager IQ (Bijleveld & Soudijn, 2008). Groepsdaders worden gekenmerkt door relatief weinig psychopathologie, met uitzondering van gedragsstoornissen (Hendriks, 2006).
Kenmerken van jongeren uit de drie subgroepen lijken ook verband te houden met het recidiverisico, de kans op het opnieuw plegen van een delict (Hendriks, 2006). Zo zouden
groepsdaders vaker dan kind- of leeftijdgenootmisbruikers recidiveren naar een niet-zedendelict, met name naar een geweldsdelict (Bijleveld & Hendriks, 2005). Zedenrecidivecijfers van de totale groep jeugdige zedendelinquenten variëren. Zo vond Caldwell (2010) recidivecijfers van 0 tot 18 procent, met een gemiddeld percentage van 7 procent binnen 4,8 jaar tijd. Onder residentieel behandelde jongeren bleek ongeveer 11 procent van de jeugdige zedendelinquenten binnen negen jaar een nieuw zedendelict te plegen (Hendriks & Bijleveld, 2008). Van deze groep recidiveerde 60 procent naar enig delict, waarvan 26 procent naar een niet-seksueel geweldsdelict. Internationaal onderzoek toont vergelijkbare cijfers; Vandiver (2006) stelde dat 50 procent van de jeugdige zedendelinquenten recidiveerde naar een gewelds- en/of vermogensdelict, Caldwell (2010) vond een percentage van 43
procent algemene recidive. Meer recent concludeerde Caldwell (2016) echter dat 39,4 procent van de jeugdige zedendelinquenten recidiveerde naar enig delict en dat gemiddeld slechts 5 procent opnieuw een zedendelict pleegde, variërend van 3 tot 10 procent. Caldwell (2016) stelt tevens dat zedenrecidive met 73 procent is gedaald in de afgelopen 30 jaar. Studies gedaan tussen 1980 en 1995 vonden
gemiddeld 10,3 procent zedenrecidive, terwijl studies tussen 2000 en 2015 bij 2,75 procent van de jeugdige zedendelinquenten zedenrecidive constateerden. Zedenrecidive lijkt dus af te nemen.
Deze cijfers laten tevens zien dat jeugdige zedendelinquenten een grotere kans hebben op recidive naar een niet-zedendelict dan naar een zedendelict. Om herhaling van zowel algemene als zedendelicten te voorkomen, is een goede inschatting van het recidiverisico van belang. Dit kan door middel van risicotaxatie. Er zijn verschillende benaderingen van risicotaxatie. Bij het klinische oordeel bepaalt de subjectieve inschatting van een gedragsdeskundige het recidiverisico, terwijl de actuariële benadering het risico baseert op (statische) risicofactoren die volgens evidence-based onderzoek samenhangen met delictgedrag (Lodewijks & Van Domburgh, 2012). De gestructureerde klinische benadering combineert deze twee benaderingen. De behandelaar inventariseert de aanwezigheid van zowel statische als dynamische risicofactoren, evenals beschermende factoren maar gebruikt ook klinische kennis om tot een risico-inschatting te komen (Harte & Breukink, 2010). Deze benadering van risicotaxatie heeft bij jongeren de voorkeur. Omdat zij volop in ontwikkeling zijn, is het van belang om ook veranderbare dynamische en beschermende factoren mee te nemen in de bepaling van het recidiverisico (Van der Horn, Scholing, & Mulder, 2005).
Het gebruik van goede risicotaxatie-instrumenten is van belang; de uitkomst kan bepalend zijn voor het opleggen van een straf of maatregel of het toewijzen van een passende behandeling (Harte & Breukink, 2010). Met behulp van risicotaxatie worden interventies toegewezen volgens het Risk-Need-Responsivity (RNR) model (Van Horn, Eisenberg, & Uzieblo, 2016). Dit model beschrijft drie
beginselen waaraan effectieve interventies moeten voldoen (Lodewijks & Van Domburgh, 2012). Zo geeft het behoeftebeginsel aan dat interventies gericht moeten zijn op criminogene behoeften, oftewel veranderbare risicofactoren die samenhangen met het recidiverisico. Het responsiviteitsbeginsel stelt daarbij dat de interventie aan moet sluiten bij de mogelijkheden van de dader. Het derde beginsel is het risicobeginsel, waarmee aangegeven wordt dat de interventie-intensiteit afgestemd moet worden op het recidiverisico. Een te lichte interventie is niet effectief, maar ook een te zware behandeling blijkt ineffectief en kan het recidiverisico zelfs verhogen (Lodewijks & Van Domburgh, 2012).
De interventiekeuze is ook bij jeugdige zedendelinquenten van groot belang. Afwijkend seksueel gedrag bij jongeren kan een lange carrière van zedendelicten betekenen (Hissel et al., 2006), waarbij de ernst van die delicten zelfs toe kan nemen na verloop van tijd (Van Wijk et al., 2012). Bovendien werd geconcludeerd dat de helft van de volwassen zedendelinquenten al in de jeugd afwijkende seksuele interesses ontwikkelde (Hissel et al., 2006). Vastgesteld werd dat een te laat of te vroeg ingezette en/of verkeerde interventie behandeling bemoeilijkt, terwijl mogelijkheden tot
van jeugdige zedendelinquenten wordt (inter)nationaal veelal gebruik gemaakt van de Juvenile Sex Offender Assessment Protocol II (J-SOAP II) (Prentky & Righthand, 2003; Nederlandse bewerking: Bullens et al., 2004), een instrument dat zowel het algemene als seksuele recidiverisico beoogt te voorspellen. De J-SOAP II bevat vier subschalen, waarvan twee subschalen betrekking hebben op statische factoren en de andere twee subschalen dynamische factoren bevatten (Prentky & Righthand, 2003). Beschermende factoren worden niet specifiek meegenomen (Hendriks, 2006).
De interbeoordelaarsbetrouwbaarheid (ICC) van zowel de J-SOAP II (Martinez et al., 2015) als de J-SOAP D (Van der Horn et al., 2005) blijkt goed tot uitstekend te zijn, maar over de
voorspellende waarde van het instrument worden wisselende resultaten gerapporteerd. Zo zou de J-SOAP II een significante bijdrage leveren aan de voorspelling van het algemene (Viljoen et al., 2008) dan wel seksuele recidiverisico (Prentky et al., 2010), maar wordt in ander onderzoek een lage predictieve validiteit gevonden (Hempel, Buck, Cima, & Van Marle, 2011; Viljoen, Mordell, & Beneteau, 2012; Martinez et al., 2015). Onderzoek van Chu, Ng, Fong en Teoh (2012) wees zelfs uit dat zedenrecidive met de J-SOAP II niet beter voorspeld kon worden dan het toeval zou doen. Uitkomsten van de J-SOAP II dienen dan ook met voorzichtigheid geïnterpreteerd te worden (Van Horn et al., 2016). Onderzoek naar de predictieve validiteit van de J-SOAP D ontbreekt, maar wegens de gelijkenis met de J-SOAP II dienen ook die uitkomsten met zorgvuldigheid bekeken te worden.
Door deze uitkomsten in combinatie met de keuze voor de specifieke items en schalen in de J-SOAP II, is het de vraag of het instrument het recidiverisico voor de totale groep dan wel voor de subgroepen jeugdige zedendelinquenten juist voorspelt. Door de J-SOAP II op alle drie de subgroepen toe te passen, wordt aangenomen dat het recidiverisico van jeugdigen uit al die drie subgroepen voorspeld kan worden op basis van dezelfde risicofactoren, terwijl eerder onderzoek juist aantoonde dat de subgroepen van elkaar verschillen (Hendriks, 2006). Huidig onderzoek richt zich daarom op de vraag ‘In hoeverre is de ‘J-SOAP II’ een geschikt risicotaxatie-instrument om algemene dan wel zedenrecidive bij jeugdige zedendelinquenten te voorspellen?’. Om deze vraag te beantwoorden, zijn een viertal deelvragen opgesteld, te weten:
1) Hoeveel procent van de (subtypen) jeugdige zedendelinquenten is daadwerkelijk gerecidiveerd naar een algemeen dan wel specifiek delict?
2) In hoeverre komt het algemene dan wel zedenrecidiverisico, voorspeld met behulp van de J-SOAP II, overeen met de daadwerkelijke recidivecijfers van kindmisbruikers?
3) In hoeverre komt het algemene dan wel zedenrecidiverisico, voorspeld met behulp van de J-SOAP II, overeen met de daadwerkelijke recidivecijfers van leeftijdgenootmisbruikers? 4) In hoeverre komt het algemene dan wel zedenrecidiverisico, voorspeld met behulp van de
J-SOAP II, overeen met de daadwerkelijke recidivecijfers van groepsdaders?
Beantwoording van deze vragen zal uiteindelijk bij kunnen dragen aan het toewijzen van de meest effectieve behandeling voor de verschillende subtypen jeugdige zedendelinquenten.
Methode Steekproef
De steekgroep bestaat uit 630 mannelijke jeugdige zedendelinquenten, die ten tijde van het zedendelict tussen de twaalf en negentien jaar oud waren (M = 14,55; SD = 1,514). Deze jeugdigen zijn volgens het strafrecht veroordeeld voor minimaal één hands-on zedendelict; een zedendelict waarbij fysiek contact is geweest tussen dader en slachtoffer (art. 242-249 WvSr; zie bijlage 1). Als inclusiecriterium wordt tevens gesteld dat bekend moet zijn tot welke dadergroep de jeugdige behoort.
Binnen de uiteindelijk selecteerde steekproef zijn drie groepen te onderscheiden. Groep één bestaat uit 292 participanten (46,3%), bij wie het voormalig Ambulant Bureau Jeugdwelzijnszorg (ABJ) een persoonlijkheidsonderzoek heeft verricht na aanleiding van strafrechtelijke vervolging of een civiele maatregel. Participanten uit de tweede groep (N = 162; 25,7%) zijn allen residentieel behandeld voor hun zedendelict. De derde groep bestaat tot slot uit 176 jeugdige zedendelinquenten (27,9%) die tussen 2000 en 2010 ambulante behandeling ondergingen bij forensische polikliniek de Waag vanwege seksueel overschrijdend gedrag. Zij werden random geselecteerd uit een groep van 400 jeugdige zedendelinquenten die bij de Waag onder behandeling stonden.
Van de totale steekproef bestaat bijna driekwart uit autochtone jongeren (N = 444; 70,5%). Het intelligentieniveau is van 610 participanten (96,8%) bekend. De grootste groep beschikt over een gemiddeld cognitief niveau (IQ) (N = 245; 38,9%), gevolgd door een zwakbegaafd niveau (N = 145; 23,0%) en een laaggemiddeld niveau (N = 131; 20,8%). Tot de hoog- en bovengemiddelde groep behoren respectievelijk 82 (13,0%) en 7 (1,1%) participanten. In de steekproef bevinden zich 331 kindmisbruikers (52,5%), 206 leeftijdgenootmisbruikers (32,7%) en 93 groepsdaders (14,8%). Variabelen
Voorafgaand aan het persoonlijkheidsonderzoek dan wel de behandeling van de jeugdige zedendelinquenten zijn zowel dossiervariabelen als delictvariabelen verzameld.
Dossiervariabelen bevatten informatie over onder andere de persoonlijkheid, het gezin, de behandeling en eventuele psychopathologie van de jeugdigen. Deze informatie is afkomstig uit verschillende dossiers, waaronder zelfrapportagevragenlijsten, intelligentietests, intake- en behandelverslagen en persoonlijkheidsonderzoeken. De dossiervariabelen zijn door getrainde onderzoekers met behulp van gevalideerde meetinstrumenten gescoord (Hendriks, 2006). Variabelen als het IQ werden gescoord aan de hand van testscores. De geschatte zedenrecidivekans werd tot slot gescoord op basis van het klinisch oordeel van behandelaars (Van Boetzelaer et al., 2012).
Delictvariabelen als delicttypen en eerdere veroordelingen zijn gescoord op basis van
uittreksels uit het Justitiële Documentatie Systeem (JDS) van het Ministerie van Veiligheid en Justitie (Justitiële Informatiedienst, 2009). In de justitiële documentatie, ook wel het strafblad genoemd, worden overtredingen en misdrijven geregistreerd (JDS, 2009). Delicten waarbij vrijspraak of een
technische afdoening uitgesproken is, zijn niet meegenomen in het onderzoek, omdat met deze afdoeningen niet bewezen is dat een persoon het delict ook daadwerkelijk gepleegd heeft. Meetinstrumenten
J-SOAP II: De Juvenile Sex Offender Assessment Protocol II (Prentky & Righthand, 2003; Nederlandse bewerking: Bullens et al., 2004) is een gestructureerd klinisch risicotaxatie-instrument waarmee beoogd wordt het (seksuele) recidiverisico van jeugdige zedendelinquenten tussen de 12 en 18 jaar oud te voorspellen. Om de J-SOAP II te scoren, wordt informatie uit diverse bronnen gehaald, waaronder rapportages van eerdere hulpverleners, zelfrapportages of strafrechtelijke rapportages. De J-SOAP II dient door een getrainde professional afgenomen te worden.
De J-SOAP II bestaat uit 28 items, verdeeld over vier schalen. De eerste twee schalen meten statische factoren op het gebied van ‘seksuele drang/preoccupatie’ en ‘impulsiviteit/antisociaal gedrag’. Voorbeelden hiervan zijn ‘eerdere veroordelingen voor een seksueel delict’ en ‘pervasieve agressie’. De twee overige twee schalen meten dynamische factoren behorende tot de subschalen ‘interventies’ en ‘stabiliteit van en aanpassing aan de omgeving’. ‘Intrinsieke verandermotivatie’ en ‘stabiliteit van de leefsituatie’ zijn voorbeelden van items uit deze schalen. Ieder item wordt gescoord op een driepuntsschaal, waarbij 0 duidelijke afwezigheid en 2 duidelijke aanwezigheid weergeeft. Optelling van bijbehorende itemscores resulteert in de totale J-SOAP II score dan wel de statische of dynamische schaalscore (zie bijlage 3), van waaruit het recidiverisico wordt berekend door deze totaalscore met 100 te vermenigvuldigen. Hoe hoger het percentage, hoe groter het recidiverisico.
Onderzoek naar de J-SOAP D wees een goed tot uitstekende
interbeoordelaars-betrouwbaarheid (ICC) op (sub)schaalniveau uit, met scores variërend van .78 tot .94 (Van der Horn et al., 2005). Studies naar de J-SOAP II vonden eveneens een goed tot uitstekende betrouwbaarheid, gekeken naar zowel de ICC (ICC = .82) als naar de interne validiteit (α = .79) (Martinez et al., 2015). De dynamische schaal bleek hierbij een hogere interne validiteit te hebben dan de statische schaal (respectievelijk α = .89 en α = .67). Subschaalvariaties van ICC = .65 tot ICC = .87 en α = .71 tot α = .92 gaven tot slot ook een adequate betrouwbaarheid weer (Martinez et al., 2015).
Zoals genoemd werden wisselende resultaten met betrekking tot de predictieve validiteit gevonden. Area Under the Curve (AUC)-waarden tussen .70 en .80 voor zedenrecidive geven een gemiddeld voorspellende waarde voor ambulant behandelde jeugdige zedendelinquenten, maar voor residentieel behandelde jongeren werd een lage voorspellende waarde vastgesteld (Viljoen et al., 2012). Chu en collega’s (2012) concludeerden zelfs dat zedenrecidive met de J-SOAP II niet beter voorspeld kon worden dan het toeval zou doen (AUC = .51). Martinez en collega’s (2015) wijten de lage voorspellende waarde (AUC = .64) vooral aan de schaal met statische factoren (AUC = .52). De dynamische schaal kon wellicht wel bijdragen aan de voorspelling van algemene (AUC = .60) dan wel zedenrecidive (AUC = .70) (Martinez et al., 2015), maar toch dienen uitkomsten van de J-SOAP II met voorzichtigheid geïnterpreteerd te worden (Van Horn et al., 2016).
Procedure
Verzamelde data van drie steekproeven zijn samengevoegd tot één databestand, van waaruit de steekproef werd geselecteerd middels de inclusiecriteria. Met variabelen uit dit databestand dienden de items uit de J-SOAP II voor de steekproef beantwoord te worden. De variabelen zijn daartoe vergeleken met de 28 items uit de J-SOAP II, zodat vastgesteld kon worden welke variabelen en items overeen kwamen. Variabelen zijn eventueel samengevoegd om J-SOAP II items te kunnen vormen en antwoordmogelijkheden behorende tot de J-SOAP II items zijn zo nodig aangepast. De J-SOAP II items, bijbehorende variabelen en antwoordmogelijkheden zijn uiteengezet in een nieuw ontworpen codeboek (zie bijlage 2). Vijf van de 28 J-SOAP II items bleken niet beantwoord te kunnen worden met de verzamelde data. Twee van deze items behoren tot de schaal ‘stabiliteit van en aanpassing aan de samenleving’, de overige drie items behoren elk tot één van de overige drie schalen. Deze items zijn daarom niet meegenomen in verdere analysen.
Voor zowel de totale groep als voor de drie subgroepen zijn vervolgens gemiddelde scores, frequenties en percentages per item en schaal berekend (zie bijlage 3). Onderzocht werd of subgroepen significant verschillen in hun scores.Per groep zijn de behaalde totaal- en schaalscores op de J-SOAP II vervolgens vergeleken met de vooraf geschatte kans op zedenrecidive en de daadwerkelijke
algemene en specifieke recidivecijfers. Omdat drie items niet gescoord konden worden voor de subgroep groepsdaders, is een vergelijking tussen de drie groepen gemaakt met enkel de 20 items die voor alle subgroepen gescoord werden. Daarnaast is een vergelijking gemaakt waarin alle 23
gescoorde items meegenomen werden. Met deze informatie is vastgesteld in hoeverre de J-SOAP II recidive door de (subgroepen) jeugdige zedendelinquenten goed heeft voorspeld.
Tot slot is onderzocht welke behaalde itemscores significant verschilden van de verwachte itemscores op basis van de J-SOAP II. Hiermee werd vastgesteld welke items bijdragen aan de (on)toepasbaarheid van het risicotaxatie-instrument voor (subgroepen) jeugdige zedendelinquenten. Analyse
Ten eerste wordt het geschatte recidiverisico en de feitelijke recidive door middel van frequentie-analyses vastgesteld. Met behulp van het softwareprogramma Statistical package for the Social Sciences (SPSS) wordt een eenweg variantie-analyse (ANOVA) gedaan, om te onderzoeken of de subgroepen significant van elkaar verschillen met betrekking tot algemene en specifieke recidive. Is er sprake van significantie, dan worden post-hoc analyses (Fisher’s least significant difference (LSD) de Bonferroni-procedure) uitgevoerd om vast te stellen hóe de subgroepen van elkaar verschillen.
Om vervolgens de J-SOAP II scores van de subgroepen te berekenen, wordt bestaande data verwerkt tot J-SOAP II items. Hiertoe worden variabelen uit het databestand gehercodeerd en zo nodig samengevoegd. Eventueel worden antwoordmogelijkheden aangepast. Gemiddeld behaalde totaal-, schaal- en itemscores worden daarna voor de totale groep en subgroepen berekend met behulp van frequentie-analyses. Hiermee wordt het voorspelde recidiverisico aan de hand van de J-SOAP II
totaal- en schaalscores berekend. Of de scoreverschillen tussen de subgroepen significant zijn (p < .05) en dus niet berusten op toeval, wordt onderzocht middels een eenweg variantie-analyse.
Vervolgens wordt onderzocht welke items van invloed zijn op de (on)toepasbaarheid van de J-SOAP II op de subgroepen. Omdat met de gemiddeld behaalde scores niet gevonden kan worden welke richting de significatie heeft op itemniveau voor alle drie de subgroepen, wordt een Chi-kwadraat toets gedaan. Hiermee wordt per item onderzocht of de gevonden itemverschillen tussen de subgroepen significant zijn (p < .05). Ook de adjusted residual van ieder item zal berekend worden. Deze waarde is het verschil tussen de verwachte waarde – de verwachte verdeling van antwoorden per subgroep per item – en de daadwerkelijke waarde – de uiteindelijke verdeling van antwoorden per subgroep per item. Van significantie is sprake wanneer dit getal groter is dan 1.96 of kleiner is dan -1.96. Met behulp van adjusted residuals kan vastgesteld worden welke items uit de J-SOAP II
significant bijdragen aan de verschillende voorspellingen voor de subgroepen en welke items dus meer of minder van toepassing zijn voor de drie groepen. Om significante adjusted residuals veroorzaakt door eventuele meetfouten uit te sluiten dan wel te beperken, wordt in huidig onderzoek een adjusted residual kleiner dan -4.0 of groter dan 4.0 gehanteerd als grens voor een zeer afwijkende significante verwachting. Dit komt de betrouwbaarheid van het onderzoek ten goede.
Resultaten Recidive
Geschatte recidiverisico. Voor aanvang van het persoonlijkheidsonderzoek dan wel de behandeling is bij 360 jeugdige zedendelinquenten (57,1%) de kans op zedenrecidive geschat op basis van het klinisch oordeel van de betreffende onderzoeker dan wel behandelaar (zie Tabel 2). Het geschatte zedenrecidiverisico werd voor 232 van de 331 kindmisbruikers (70,1%), voor 108 van de 206 leeftijdgenootmisbruikers (52,4%) en voor 20 van de 93 groepsdaders (21,5%) bepaald.
Gezien wordt dat de kans op zedenrecidive voor het grootste gedeelte van alle drie de subgroepen klein wordt geschat. Op basis van het klinisch oordeel wordt het zedenrecidiverisico van
kindmisbruikers relatief het grootst geacht. Opgemerkt moet worden dat het aantal schattingen binnen deze groep groter is dan in de andere twee groepen, wat het resultaat beïnvloed kan hebben.
Feitelijke recidive. Recidive naar een algemeen dan wel specifiek delict werd van iedere Tabel 2. Geschatte kans zedenrecidive naar type zedendelinquent volgens klinisch oordeel
Type zedendelinquent
Kindmisbr. Leeftijdgenootmisbr. Groepsdader Totaal
N % N % N % N % Geschatte kans zeden-recidive Zeer klein 28 12,1 15 13,9 0 0 43 11,9 Klein 126 54,3 57 52,8 18 90,0 201 55,8 Gemiddeld 46 19,8 24 22,2 2 10,0 72 20,0 Groot 30 12,9 11 10,2 0 0 41 11,4 Zeer groot 2 0,9 1 0,9 0 0 3 0,8 Totaal 232 100 108 100 20 100 360 100
jeugdige zedendelinquent (N = 630) geregistreerd vanaf de datum van het uitgangsdelict. Werd een gevangenisstraf uitgezeten of een residentiële behandeling ondergaan, dan werd recidive echter pas geregistreerd vanaf de datum van vrijlating dan wel beëindiging van de behandeling. De follow-up periode verschilt dus sterk per persoon, maar bedraagt gemiddeld veertien jaar.
Type recidivedelict
Bijna twee derde van de totale groep (65,7%) recidiveerde in enig delict (zie Tabel 3). De grootste groep (27,3%) recidiveerde naar een geweldsdelict, 11,4 procent van de totale groep pleegde opnieuw een zedendelict.
Tabel 3. Type recidive naar type zedendelinquent
Type zedendelinquent
Kind solo Peer solo Groepsdader Totaal
N %* N %** N %*** N %**** Recidive -delict Geen 135 40,8 62 30,1 19 23,4 216 34,3 Algemeen 196 59,2 144 69,9 74 79,6 414 65,7 Zeden 38 11,5 24 11,7 10 10,8 72 11,4 Geweld 62 18,7 75 36,4 35 37,6 172 27,3 Overig 96 29,0 45 21,8 29 31,2 170 27,0
* Percentage van de totale groep (N = 331) ** Percentage van de totale groep (N = 206) *** Percentage van de totale groep (N =93) **** Percentage van de totale groep (N = 630)
Onder de 331 zogenoemde kindmisbruikers recidiveerden 196 (59,2%) in enig delict. Van de totale groep kindmisbruikers recidiveerde 18,7 procent naar een geweldsdelict en 11,5 procent naar een zedendelict. Van de 206 leeftijdgenootsmisbruikers recidiveerden 144 jongeren naar enig delict (69,9%). Meer dan een derde van de totale groep recidiveerde naar een geweldsdelict (36,4%), 11,7 procent pleegde opnieuw een zedendelict. Het hoogste percentage algemene recidive werd gevonden in de dadergroep groepsdaders (79,6%). Onder hen werd door ruim een derde (37,6%) een
geweldsdelict gepleegd. Van de drie subgroepen recidiveerden groepsdaders het minst naar een zedendelict (10,8%).
Aantal recidivedelicten
Het aantal recidivedelicten dat gepleegd werd door de 196 kindmisbruikers varieerde van 1 tot 43, met een gemiddelde van 5,83 (SD = 7.16). De kindmisbruikers die recidiveerden naar een geweldsdelict, deden dat gemiddeld 2,42 keer (M = 2.42; SD = 2.07). Door de 38 zedenrecidivisten werd gemiddeld 2,37 keer (M = 2.37; SD = 2.25) opnieuw een zedendelict gepleegd.
De 144 gerecidiveerde leeftijdgenootmisbruikers pleegden gemiddeld 9,86 delicten (SD = 11.14) binnen een range van 1 tot 64 delicten. jongeren naar enig delict (69,9%). De
geweldsrecidivisten pleegden gemiddeld 3,44 geweldsdelicten (SD = 3.42). De leeftijdsgenoten die opnieuw een zedendelict pleegden, deden dat gemiddeld 2,42 keer (SD = 2.60).
delict. Het gemiddeld aantal delicten dat zij pleegden ligt echter niet hoger dan het gemiddelde aantal van leeftijdgenootmisbruikers (M = 8.97; SD = 10.02). Groepsdaders pleegden gemiddeld 3,03 geweldsdelicten (SD = 2.53) na het zedendelict. Ten opzichte van de andere twee subgroepen is het gemiddeld aantal zedenrecidivedelicten van groepsdaders het laagst (M = 1.30; SD = .48).
Om vast te stellen of er samenhang is tussen de verschillende dadergroepen en de gemiddelde algemene en specifieke recidive wordt een eenweg variantie-analyse (ANOVA) uitgevoerd. Hieruit blijkt dat de dadergroepen niet significant van elkaar te verschillen in recidive in geweld (F (2, 169) = 2.230, p = .111), vermogen (F (2, 206) = 2.162, p = .118) en zeden (F (2, 69) = 1.022, p = .365). Wel wordt een significant verschil tussen de subgroepen gevonden met betrekking tot de algemene recidive (F (2, 411) = 8.655, p = < .001). Omdat de Levene’s test voor gelijke varianties voor zowel algemene (F (2, 411) = 9.82, p = < .001) als geweldsrecidive (F (2, 169) = 4.22, p = < .05) echter significant is en de varianties voor de drie subgroepen dus niet gelijk zijn, worden tevens de Welch en Brown-Forsythe test uitgevoerd. Uit deze testen blijkt dat ook voor ongelijke varianties het significante verschil tussen de subgroepen naar algemene recidive blijft bestaan (respectievelijk F (2, 173) = 8.78, p < .001 en F (2, 254) = 7.76, p < .001). Er wordt geen significant verschil tussen de subgroepen naar geweldsrecidive gevonden (respectievelijk F (2, 90) = 2.489, p = .089 en F (2, 141) = 2.46, p = .089). Post-hoc tests worden ten slotte gedaan om specifieke verschillen tussen de drie subgroepen te onderzoeken. Met de LSD wordt gevonden dat kindmisbruikers significant minder in algemene delicten recidiveren dan leeftijdgenootmisbruikers (M = -4.03, p < .001) en groepsdaders (M = -3.15, p < .005). Tevens recidiveren zij minder in geweldsdelicten (M = -1.02, p < .05) en vermogensdelicten dan leeftijdgenootmisbruikers (M = -1.68, p < .05). Met de LSD worden dus wel significante
verschillen gevonden in recidive naar een gewelds- of vermogensdelict, terwijl deze met de eenweg variantie-analyse niet worden gezien. Wordt de Bonferroni-procedure als post-hoc test uitgevoerd, dan worden deze significante verschillen tussen kind- en leeftijdgenootmisbruikers ook niet meer
gevonden (geweldsrecidive: M = -1.02, p = .11; vermogensrecidive: M = -1.68; p = .13). Dit kan verklaard worden doordat de Bonferroni-procedure strenger corrigeert voor de grote powerverschillen (β) tussen de subgroepen. Wanneer de subgroepen bestaan uit een gelijk aantal jeugdigen, dan wordt verwacht dat ook met een eenweg variantie-analyse een significant verschil wordt gevonden tussen de subgroepen, waarbij kindmisbruikers minder vaak naar een gewelds- en vermogensdelict recidiveren dan beide andere subgroepen. Met zowel de LSD als de Bonferroni-procedure worden tot slot geen verschillen gevonden tussen leeftijdgenootmisbruikers en groepsdaders.
J-SOAP II scores
Gemiddeld behaalde scores. In Tabel 4 in bijlage 4 zijn de gemiddeld behaalde schaal- en itemscores per dadergroep weergeven. Door de totaal- en schaalscores te vermenigvuldigen met 100 wordt het recidiverisico in percentages gevonden. Op de eerste schaal, waarin seksuele drang en (de aard van) eerdere (seksuele) delicten in kaart wordt gebracht, behaalt de totale steekproef een
gemiddelde score van .4015. Kindmisbruikers scoren op deze schaal gemiddeld het hoogst (M = .4442), groepsdaders het laagst (M = .2801). Leeftijdgenootmisbruikers scoren net beneden gemiddeld (M = .3821). De verschillen tussen de groepen blijken significant te zijn (F (2,629) = 19.71, p < .001).
Op de tweede schaal, waarin impulsief en antisociaal gedrag wordt gescoord, scoren kindmisbruikers het laagst (M = .2921). Deze score ligt beneden de gemiddelde score van .3139. Groepsdaders scoren gemiddeld (M = .3114), leeftijdgenootmisbruikers bovengemiddeld (M = .3483). De subgroep-verschillen blijken ook voor deze schaal significant (F (2,629) = 3.07, p < .005).
Deze twee schalen samen vormen, zoals eerder genoemd, de statische schaal en voorspellen het recidiverisico aan de hand van de items met betrekking tot onveranderbare factoren. De
gemiddelde schaalscore van kindmisbruikers (M = .3682) is vrijwel gelijk aan die van
leeftijdgenootmisbruikers (M = .3652). Beide subgroepen scoren hiermee boven het gemiddelde van de totale groep (M = .3577). Meer dan een derde van deze twee dadergroepen zou op basis van de statische factoren recidiveren naar een zeden dan wel algemeen delict (respectievelijk 36,8% en 36,5%). Groepsdaders scoren gemiddeld lager (M = .2958); het recidiverisico van deze subgroep wordt op basis van statische factoren dus het laagst geschat (29,6%). Ook deze verschillen tussen de groepen blijken significant (F (2,629) = 7.86, p < .001) (zie Tabel 5).
Van de vier schalen wordt op de derde schaal, waarin factoren rondom behandeling bevraagd worden, gemiddeld de hoogste score behaald (M = .7566). Kindmisbruikers scoren rond het
gemiddelde (M = .7491), terwijl leeftijdgenootmisbruikers bovengemiddeld (M = .8542) en
groepsdaders benedengemiddeld (M = .6884) scoren. Opgemerkt moet worden dat twee items voor groepsdaders niet gescoord konden worden. Worden deze twee items ook bij kind- en
leeftijdgenootmisbruikers weggelaten, dan wordt alsnog hogere gemiddelde score behaald
(respectievelijk M = .8692 en M = .8975). De totale gemiddelde score wordt daarmee ook hoger (M = .8334). Zowel het meenemen van de betreffende twee items (F (2,603) = 3.46, p <.05) als het weglaten van deze items (F (2,603) = 7.45, p <.001) levert een significant verschil op tussen de subgroepen.
Op de laatste schaal, waarin de stabiliteit van de leefomgeving wordt gemeten, wordt een gemiddelde totaalscore van .5728 behaald. Hierbij wordt opgemerkt dat één item (item 25) niet voor alle drie de subgroepen gescoord kon worden, waardoor de gemiddelde score lager uitvalt dan de gemiddelde scores per subgroep. Wordt item 25 bij alle drie de subgroepen buiten beschouwing gelaten, dan wordt een gemiddelde totale schaalscore van .7008 behaald. Groepsdaders scoren dan gemiddeld het laagst (M = .6344) vergeleken met kind- (M = .7115) en leeftijdgenootmisbruikers (M = .7136). De verschillen blijken echter niet significant (F (2,629) = .95, p = .387). Wordt item 25 voor de laatstgenoemde twee subgroepen wel meegerekend, dan behalen zowel leeftijdgenootmisbruikers (M = .5831) als kindmisbruikers (M = .5789) een aanzienlijk lagere score. Verschillen tussen de subgroepen blijken echter ook dan niet significant (F (2,629) = .02, p = .977).
De intervention en community stability schaal vormen samen de dynamische schaal, die het recidiverisico voorspelt aan de hand van de veranderbare factoren. Worden alle items meegerekend,
óók missende waarden van de groepsdaders, dan wordt een totaal gemiddelde score van .6647 behaald. De schaalscores van groepsdaders (M = .6614) en kindmisbruikers (M = .6640) verschillen weinig van elkaar, in tegenstelling tot de score van de leeftijdgenootmisbruikers (M = .7187). De verschillen tussen de groepen blijken significant (F (2,629) = 3.55, p < .05). Worden de items met missende waarden niet meegerekend, dan wordt een gemiddelde totaalscore van .7671 behaald. Kindmisbruikers scoren dan gemiddeld .7904, leeftijdgenootmisbruikers .8056. Verschillen tussen de subgroepen zijn ook dan significant (F (2,629) = 8.38, p < .001). Op basis van de dynamische factoren is het voorspelde recidiverisico voor kindmisbruikers dus 66,4 tot 79,1 procent (zie Tabel 5). Voor leeftijdgenootmisbruikers wordt het recidiverisico hoger geschat (71,9-80,1%). Voor groepsdaders wordt het laagste recidiverisico voorspeld (66,1%). Door het ontbreken van significatie op een van de dynamische subschalen, moeten deze uitkomsten echter met voorzichtigheid geïnterpreteerd worden.
Tabel 5. Recidiverisico per schaaltype en subgroep jeugdige zedendelinquenten
Kindmisbr. Leeftijdgenootmisbr. Groepsdaders Totale groep
Statische factoren 36,8% 36,5% 29,6% 35,7%
Dynamische factoren totaal 66,4% 71,9% - 66,4%
Dyn. factoren – missende items 79,0% 80,1% 66,1% 76,1%
Totaal alle items 51,6% 54,2% - 51,1%
Totaal – missende items 57,9% 58,5% 47,0% 56,2%
Significantie op itemniveau. Omdat met de gemiddeld behaalde scores niet gevonden kan worden welke richting de significatie heeft op itemniveau, wordt een Chi-kwadraat toets gedaan. Schaal 1. Sexual Drive/Preoccupation scale. Binnen deze schaal bleken de subgroepen op zes van de zeven items significant van elkaar te verschillen. Deze verschillen zijn weergeven in Tabel 6. Op basis van uittreksels uit het JDS bleek het verschil tussen de subgroepen op item 1, het al eerder plegen van een zedendelict, significant te zijn (χ2 (2) = 7.363; p < .05). De adjusted residuals lieten zien dat groepsdaders relatief minder vaak een eerder zedendelict hadden gepleegd dan verwacht (7,5%; adj. res. -2.4). Op item 2, het aantal zedenslachtoffers dat gemaakt is, verschilden de subgroepen wederom significant van elkaar (χ2 (2) = 21.387; p < .001). Gevonden werd dat kindmisbruikers relatief vaker twee of meer slachtoffers maakten (54,1%, adj.res. 3.6) dan werd verwacht. Groepsdaders maakten daarentegen vaker één slachtoffer (72,8%; adj. res. 4.2) dan verwacht.
Ook het verschil tussen de subgroepen op item 3, de aan- of afwezigheid van een mannelijk slachtoffer jonger dan 10 jaar, bleek significant (χ2 (2) = 92.028; p < .001). Kindmisbruikers gaven aan significant vaker een jongen jonger dan 10 jaar misbruikt te hebben (38,7%; adj. res. 9.6) dan leeftijdgenootmisbruikers (7,3%; adj. res. -6.6) en groepsdaders (4,3%; adj. res. -4.7). De subgroepen verschilden niet significant in duur van de zedencarrière, item 4 (χ2 (2) = .684; p = .710). Opgemerkt moet worden dat in huidig onderzoek de duur van het indexdelict is gescoord, terwijl in de J-SOAP II de duur van de totale zedencarrière wordt gescoord. Wel verschilden de subgroepen significant in de mate van planning van de zedendelicten, item 5 (χ2 (2) = 18.005; p < .001). Bij groepsdaders werden minder vaak aanwijzingen voor planning gevonden (34,4%; adj. res. -4.2) dan werd verwacht.
Aanwijzingen voor seksuele agressie (χ2 (2) = 38.977; p < .001), item 6, werden juist significant minder vaak dan verwacht gevonden bij kindmisbruikers (37,5%; adj. res. -5.4), maar vaker bij leeftijdgenootmisbruikers (54,6%; adj. res. 2.2) groepsdaders (76,5%; adj. res. 5.0).
Tot slot werd een significant verschil op item 8, seksueel misbruik, gevonden (χ2 (4) = 23.452; p < .001). Kindmisbruikers waren significant vaker seksueel misbruikt dan verwacht (31,4%; adj. res. 3.6). Leeftijdgenootmisbruikers (72,6%; adj. res. 2.1) en groepsdaders (88,9%; adj. res. 3.7) bleken juist minder vaak slachtoffer van seksueel misbruik te zijn. Opgemerkt moet worden dat bij 8 procent van de totale groep – verspreid over de drie subgroepen – vermoedens van seksueel misbruik waren.
Tabel 6. Antwoorden J-SOAP II per subgroep en item – Schaal 1: Sexual Drive/Preoccupation scale
KM LM GD Totaal Item 1* 0 N 279 165 86 530 % in groepen 84,3 80,1 92,5 84,1 Adj. Res. .1 -1.9 2.4* 1 N 52 41 7 100 % in groepen 15,7 19,9 7,5 15,9 Adj. Res. -.1 1.9 -2.4* Totaal N/% 331/100 206/100 93/100 630/100 Item 2* 0 N 150 111 67 328 % in groepen 45,9 54,7 72,8 52,7 Adj. Res. -3.6* .7 4.2* 1 N 177 92 25 294 % in groepen 54,1 45,3 27,2 47,3 Adj. Res. 3.6* -.7 -4.3* Totaal N/% 327/100 203/100 92/100 622/100 Item 3* 0 N 203 191 89 483 % in groepen 61,3 92,7 95,7 76,7 Adj. Res. -9.6* 6.6* 4.7* 1 N 128 15 4 147 % in groepen 38,7 7,3 4,3 23,3 Adj. Res. 9.6* -6.6* -4.7* Totaal N/% 331/100 206/100 93/100 630/100 Item 4 0 N 115 77 50 242 % in groepen 65,0 67,0 70,4 66,7 Adj. Res. -.7 .1 .7 1 N 62 38 21 121 % in groepen 35,0 33,0 29,6 33,3 Adj. Res. .7 .1 -.7 Totaal N/% 177/100 115/100 71/100 363/100 Item 5* 0 N 140 85 61 286 % in groepen 42,3 41,3 65,6 45,4 Adj. Res. -1.6 -1.1 4.2* 1 N 191 121 32 344 % in groepen 57,7 58,7 34,4 54,6 Adj. Res. 1.6 1.5 -4.2* Totaal N/% 331/100 206/100 93/100 630/100 Item 6* 0 N 192 84 16 292 % in groepen 62,5 45,4 23,5 52,1 Adj. Res. 5.4* -2.2* -5.0* 1 N 126 106 52 268 % in groepen 37,5 54,6 76,5 47,9 Adj. Res. -5.4* 2.2* 5.0* Totaal N/% 307/100 185/100 68/100 560/100
Schaal 2. Impulsive-Antisocial Behavior scale. Verschillen per item behorende tot deze schaal zijn weergeven in Tabel 7. Hieruit valt af te lezen dat de subgroepen op vijf van de zeven items van elkaar verschillen. Er werden geen significante verschillen gevonden met betrekking tot antisociale
gedragingen (item 13: χ2 (2) = 5.628; p = .060) en blootstelling aan fysiek geweld of geweld in de familie (item 16: χ2 (4) = .898; p = .925). Wel werden verschillen gevonden in item 10, aanwijzingen voor pervasieve agressie (χ2 (2) = 35.268; p < .001). Kindmisbruikers lieten vaker dan verwacht geen aanwijzingen zien (73,1%; adj. res. 5.8) dan leeftijdgenootmisbruikers (52,4%; adj. res. -3.6) en groepsdaders (46,2%; adj. res. -3.5). Significante verschillen in probleemgedrag op school (χ2 (4) = 28.715; p < .001), item 11, konden verklaard worden door het relatief minder vaak dan verwacht vertonen van probleemgedrag door leeftijdgenootmisbruikers (49,0%; adj. res. 2.4) en groepsdaders (61,4%; adj. res. 3.9) ten opzichte van kindmisbruikers (32,7%; -5.0). Milde gedragsproblemen op school werden tevens significant vaker gevonden bij kindmisbruikers (62,6%; adj. res. 4.8) dan bij peermisbruikers (46,5%; adj. res. -2.4) en groepsdaders (34,9%; adj. res. -3.6). Er bleek geen significant verschil tussen de drie groepen te zijn in ernstig probleemgedrag op school.
Significante verschillen in aanwijzingen voor een gedragsstoornis (item 12: χ2 (2) = 13.669; p = .001) konden verklaard worden door minder aanwijzingen voor deze stoornis bij groepsdaders dan verwacht (4,3%; adj. res. -3.4). Leeftijdgenootmisbruikers vertoonden daarentegen vaker aanwijzingen voor gedragsstoornissen (21,4%; adj. res. 2.4). Groepsdaders scoren wel hoger dan verwacht op het aantal keer dat zijn opgepakt en/of veroordeeld zijn voor hun 16e jaar (item 14; χ2
(4) = 12.585; p < .05). Vaker dan verwacht werden zij twee of meer keer (1,4%; adj. res. 2.4) ofwel eenmalig (38,4%; adj. res. 2.1) eerder opgepakt of veroordeeld dan dat zij voor het eerst in contact kwamen met politie en justitie (60,3%; adj. res. -2.4). Kindmisbruikers waren juist vaker voor het eerst in beeld dan verwacht (76,0%; adj. res. 2.3). Van hen kan tevens gezegd worden dat zij minder vaak eenmalig met politie in aanraking kwamen dan werd verwacht (24,0%; adj. res. -2.2). Opvallend is dat slechts één jeugdige zedendelinquent meerdere keren opgepakt of veroordeeld is voor zijn 16e jaar. Een verklaring hiervoor zou een late startleeftijd (16+ jaar) voor criminele activiteiten zijn, evenals de optie dat zij niet eerder opgepakt zijn voor gepleegde delicten of dat eerdere delicten niet werden geregistreerd. Gekeken naar het aantal delicttypen wat gepleegd werd, item 15 (χ2 (4) = 31.355; p < .001), wordt gezien dat kindmisbruikers zich vaker aan één type delict schuldig maakten (77,3%; adj. res.
Item 8* 0 N 181 130 48 359 % in groepen 59,2 72,6 88,9 66,6 Adj. Res. -4.2* 2.1* 3.7* 1 N 29 11 3 43 % in groepen 9,5 6,1 5,6 8,0 Adj. Res. 1.5 -1.1 -.7 2 N 96 38 3 137 % in groepen 31,4 21,2 5,6 25,4 Adj. Res. 3.6* -1.6 -3.5* Totaal N/% 306/100 179/100 54/100 539/100 * = Sign.
3.5) dan aan twee (20,5%; adj. res. -2.2) of meer delicttypen (2,1%; adj. res. -3.1). Daarentegen pleegden leeftijdgenootmisbruikers vaker dan verwacht delicten in twee delictcategorieën (34,0%; adj. res. 4.0) in plaats van één (60,2%; adj. res. -4.3). Groepsdaders maakten zich vaker dan verwacht schuldig aan drie of meer delicttypen (10,8%; adj. res. 3.1) dan aan twee typen (15,1%; adj. res. -2.2).
Tabel 7. Antwoorden J-SOAP II per subgroep en item – Schaal 2: Impulsive-Antisociale Behavior scale
KM LM GD Totaal Item 10* 0 N 242 108 43 393 % in groepen 73,1 52,4 46,2 62,4 Adj. Res. 5.8* -3.6* -3.5* 1 N 89 98 50 237 % in groepen 26,9 46,6 53,8 37,6 Adj. Res. -5.8* 3.6* 3.5* Totaal N/% 331/100 206/100 93/100 630/100 Item 11* 0 N 105 98 51 254 % in groepen 32,7 49,0 61,4 42,1 Adj. Res. -5.0* 2.4* 3.9* 1 N 201 93 29 323 % in groepen 62,6 46,5 34,9 53,5 Adj. Res. 4.8* -2.4* -3.6* 2 N 15 9 3 27 % in groepen 4,7 4,5 3,6 4,5 Adj. Res. .3 .0 -.4 Totaal N/% 321/100 200/100 83/100 604/100 Item 12* 0 N 276 162 89 527 % in groepen 83,4 78,6 95,7 83,7 Adj. Res. -.2 -2.4* 3.4* 1 N 55 44 4 103 % in groepen 16,6 21,4 4,3 16,3 Adj. Res. .2 2.4* -3.4* Totaal N/% 331/100 206/100 93/100 630/100 Item 13 0 N 226 140 61 427 % in groepen 95,8 90,3 89,7 93,0 Adj. Res. 2.4* -1.6 -1.2 1 N 10 15 7 32 % in groepen 4,2 9,7 10,3 7,0 Adj. Res. -2.4* 1.6 1.2 Totaal N/% 236/100 155/100 68/100 459/100 Item 14* 0 N 206 112 44 362 % in groepen 76,0 70,0 60,3 71,8 Adj. Res. 2.3* -.6 -2.4* 1 N 65 48 28 141 % in groepen 24,0 30,0 38,4 28,0 Adj. Res. -2.2* .7 2,1* 2 N 0 0 1 1 % in groepen 0,0 0,0 1,3 0,2 Adj. Res. -1.1 -.7 2.4* Totaal N/% 271/100 160/100 73/100 504/100 Item 15* 0 N 256 124 69 449 % in groepen 77,3 60,2 73,2 71,3 Adj. Res. 3.5* -4.3* .7 1 N 68 70 14 152 % in groepen 20,5 34,0 15,1 24,1 Adj. Res. -2.2* 4.0* -2.2*
Schaal 3. Intervention scale. Binnen deze schaal werd op twee items geen significant verschil tussen de subgroepen gevonden (zie Tabel 8), waaronder item 22, cognitieve vertekeningen (χ2 (4) = 5.807; p = .214). Opgemerkt moet worden dat data met betrekking tot dit item slechts van een klein deel van de steekproef is verzameld (N = 28), waardoor geen harde conclusie verbonden kan worden aan het ontbreken van significantie. Ook op bij item 19, begrip van risicofactoren, werd geen significant verschil tussen de subgroepen gevonden (χ2 (2) = 4.662; p = .097). Echter was voor dit item alleen data verzameld van (een deel van de) residentieel behandelde jeugdige zedendelinquenten; een relatief kleine, selectieve groep binnen de steekproef. Betreffende item 18, intrinsieke verandermotivatie, werd eveneens slechts data verzameld van deze kleine groep. Wel werd een significant verschil tussen kind- en leeftijdgenootmisbruikers gevonden (χ2 (2) = 7.502; p < .05). Vaker dan verwacht ontbrak het leeftijdgenootmisbruikers aan interne motivatie (22,2%; adj. res. 2.6), in tegenstelling tot
kindmisbruikers (7,3%; adj. res. -2.6). Voor dit item was geen data van groepsdaders verzameld. Voor item 17, het accepteren van verantwoordelijkheid voor het delict, werd een significant verschil gevonden tussen de drie subgroepen (χ2 (2) = 17.488; p < .05). Wegens het ontbreken van informatie over eerdere delicten werd dit item alleen gescoord voor het indexdelict. Kindmisbruikers bleken vaker dan verwacht volledige verantwoordelijkheid voor het delict nemen (77,4%; adj. res. 3.6), in tegenstelling tot leeftijdgenootmisbruikers (54,1%; adj. Res. -2.0) en groepsdaders (51,1%; adj. res. -2.1). Groepsdaders nemen vaker dan verwacht gedeeltelijk verantwoordelijkheid voor het gepleegde delict (42,2%; adj. res. 2.9), terwijl leeftijdgenootmisbruikers vaker dan verwacht helemaal geen verantwoordelijkheid nemen voor hun daden (16,4%; adj. res. 2.0).
Empathie werd in item 20 vastgesteld op basis van de gewetensontwikkeling. Ook hierop verschilden de subgroepen significant van elkaar (χ2 (4) = 22.461; p < .001). Het geweten van groepsdaders bleek vaker dan verwacht voldoende ontwikkeld te zijn (28,8%; adj. res. 3.6), terwijl vermoed werd dat hun geweten vaker slechts gedeeltelijk ontwikkeld was (31,5%; adj. res. -3.3). Het
2 N 7 12 10 29 % in groepen 2,1 5,8 10,8 4,6 Adj. Res. -3.1* 1.0 3.1* Totaal N/% 331/100 206/100 93/100 630/100 Item 16 0 N 212 131 42 385 % in groepen 70,0 72,0 73,7 71,0 Adj. Res. -.6 .3 .5 1 N 73 40 13 126 % in groepen 24,1 22,0 22,8 23,2 Adj. Res. .5 -.5 -.1 2 N 18 11 2 31 % in groepen 5,9 6,0 3,5 5,7 Adj. Res. .2 .2 -.8 Totaal N/% 303/100 182/100 57/100 542/100 * = Sign.
geweten van kindmisbruikers bleek wél vaker gedeeltelijk ontwikkeld te zijn (55,2%; adj. res. 2.9), terwijl werd verwacht dat deze subgroep vaker een gebrekkige gewetensontwikkeling zou hebben (31,0%; adj. res. -2.5). Leeftijdgenootmisbruikers behoorden tot slot als enige subgroep vaker dan verwacht tot de groep met een gebrekkige gewetensontwikkeling (41.5%; adj. res. 2.0).
Tot slot werd binnen de intervention scale gekeken naar de kwaliteit van relaties met
leeftijdgenoten, item 23, waarop wederom een significant verschil tussen de subgroepen gevonden (χ2 (4) = 38.555; p < .001). Kindmisbruikers bleken vaker dan verwacht een kwalitatief slechte relatie met leeftijdgenoten te hebben (33,6%; adj. res. 4.2), terwijl een kwalitatief goede relatie werd verwacht (22,0%; adj. res. -5.1). Voor leeftijdgenootmisbruikers was dit omgekeerd; de kwaliteit van relaties met leeftijdgenoten was bij hen vaker goed (38,9%; adj. res. 2.8) dan slecht (16,1%; adj. res. -3.8). Ditzelfde geldt voor groepsdaders; bij hen werd een matige kwaliteit van peerrelaties verwacht (26,2%; adj. res. -2.7), terwijl de kwaliteit goed bleek te zijn (52,5%; adj. res. 3.8).
Tabel 8. Antwoorden J-SOAP II per subgroep en item – Schaal 3: Intervention scale
KM LM GD Totaal Item 17* 0 N 72 33 24 128 % in groepen 77,4 54,1 51,1 64,3 Adj. Res. 3.6* -2.0* -2.1* 1 N 14 18 19 51 % in groepen 15,1 29,5 42,2 25,6 Adj. Res. -3.2* .8 2.9* 2 N 7 10 3 20 % in groepen 7,5 16,4 6,7 10,1 Adj. Res. -1.1 2.0* -.9 Totaal N/% 93/100 61/100 45/100 199/100 Item 18* 0 N 59 25 - 84 % in groepen 61,5 46,3 - 56,0 Adj. Res. 1.8 -1.8 - 1 N 30 17 - 47 % in groepen 31,3 31,5 - 31,3 Adj. Res. -.0 .0 - 2 N 7 12 - 19 % in groepen 7,3 22,2 - 12,7 Adj. Res. -2.6* 2.6* - Totaal N/% 96/100 54/100 - 150/100 Item 19 0 N 50 26 - 82 % in groepen 59,5 53,1 - 57,1 Adj. Res. .7 -.7 - 1 N 21 8 - 29 % in groepen 25,0 16,3 - 21,8 Adj. Res. 1.2 -1.2 - 2 N 13 15 - 28 % in groepen 15,8 30,6 - 21,1 Adj. Res. -2.1* 2.1* - Totaal N/% 84/100 49/100 - 133/100 0 N 41 20 21 82 % in groepen 13,8 10,9 28,8 14,8
Schaal 4. Community Stability scale. Item 25, agressieregulatie, bleek het enige item binnen deze schaal te zijn dat geen significant verschil tussen twee subgroepen liet zien (zie Tabel 9). Doordat een 2 bij 2 matrix ontstond vanwege het ontbreken van data betreffende groepsdaders, werd gekeken naar de Chi-kwadraat met continuïteitscorrectie (χ2 (1) = .000; p = 1.000).
Wel werd een significant verschil gevonden tussen de drie subgroepen met betrekking tot stabiliteit van de leefomgeving, item 26 (χ2 (4) = 22.526; p < .001). Kindmisbruikers kenden vaker dan verwacht een instabiele (49,8%; adj. res. 3.4) in plaats van stabiele leefomgeving (27,8%; adj. res. -2.4). Daarentegen kwamen groepsdaders vaker dan verwacht uit een stabiele leefomgeving (43,0%; adj. res. 2.5), waar een instabiele omgeving was verwacht (22,6%; adj. res. -4.4). Het 27e item van de J-SOAP II leverde het laatste significante verschil op tussen de subgroepen (χ2 (2) = 30.103; p < .001). Vaker dan verwacht werden bij leeftijdgenootmisbruikers en groepsdaders aanwijzingen voor een instabiel schoolverloop gevonden (respectievelijk 34,0%; adj. res. 2.0 en 47,3%; adj. res. 4.3). Voor kindmisbruikers werden daarentegen juist minder aanwijzingen voor een instabiel schoolverloop opgemerkt dan verwacht (79,8%; adj. res. 5.0).
Item 20* Adj. Res. -.7 -1.8 3.6* 1 N 164 87 23 274 % in groepen 55,2 47,5 31,1 49,5 Adj. Res. 2.9* -.7 -3.3* 2 N 92 76 29 197 % in groepen 31,0 41,5 39,7 35,6 Adj. Res. -2.5* 2.0* .8 Totaal N/% 297/100 183/100 73/100 553/100 Item 22 0 N 2 3 7 12 % in groepen 22,2 33,3 70,0 42,9 Adj. Res. -1.5 -.7 2.2* 1 N 6 4 2 12 % in groepen 66,7 44,4 20,0 42,9 Adj. Res. 1.8 .1 -1.8 2 N 1 2 1 4 % in groepen 11,1 22,2 10,0 14,3 Adj. Res. -.3 .8 -.5 Totaal N/% 9/100 9/100 10/100 28/100 Item 23* 0 N 67 70 32 169 % in groepen 22,0 40,4 52,5 31,0 Adj. Res. -5.1* 2.8* 3.8* 1 N 135 81 16 232 % in groepen 44,4 45,0 26,2 42,6 Adj. Res. 1.0 .8 -2.7* 2 N 102 29 13 144 % in groepen 33,6 16,1 21,3 26,4 Adj. Res. 4.2* -3.8* -1.0 Totaal N/% 304/100 180/100 61/100 545/100 * = Sign
Tabel 9. Antwoorden J-SOAP II per subgroep en item – Schaal 4: Community Stability scale
Vergelijking recidivecijfers en voorspelde recidiverisico
Het geschatte zedenrecidiverisico, het voorspelde recidiverisico met de J-SOAP II en feitelijke zedenrecidivecijfers worden vervolgens vergeleken (zie Tabel 10). Omdat de J-SOAP II met één berekening zowel het algemene als seksuele recidiverisico beoogt te voorspellen, worden ook algemene recidivecijfers in de vergelijking meegenomen.
Recidivecijfers van de totale groep laten zien dat het zedenrecidiverisico met factor 4,48 tot factor 4,93 wordt overschat, terwijl het algemene recidiverisico 9,5 tot 14,6 procent te laag wordt voorspeld. Ook voor de subgroepen geldt dat het zedenrecidiverisico overschat wordt, terwijl de kans op recidive naar enig delict onderschat wordt. Opvallend is dat het klinisch oordeel ‘(zeer) klein’ een betere voorspelling lijkt voor het daadwerkelijke zedenrecidiverisico dan de J-SOAP II -uitkomsten, zowel voor de totale groep als voor de subgroepen.
Per subgroep is vervolgens onderzocht welke itemscores significant afwijken van de
voorspelde score; deze items kunnen de overschatting van de zedenrecidivekans en de onderschatting van de kans op recidive naar enig delict verklaren. Zoals eerder genoemd worden itemscores met een
Item 25 0 N 70 40 - 110 % in groepen 68,6 67,8 - 68,3 Adj. Res. .1 -.1 - 1 N 32 19 - 51 % in groepen 31,4 32,2 - 31,7 Adj. Res. -.1 .1 - Totaal N/% 102/100 59/100 - 161/100 Item 26* 0 N 92 70 40 202 % in groepen 27,8 34,0 43,0 32,1 Adj. Res. -2.4* .7 2.5* 1 N 74 48 32 154 % in groepen 22,4 23,3 34,4 24,4 Adj. Res. -1.3 -.5 2.6* 2 N 165 88 21 274 % in groepen 49,8 42,7 22,6 43,5 Adj. Res. 3.4* -.3 -4.4* Totaal N/% 331/100 206/100 93/100 630/100 Item 27* 0 N 264 136 49 449 % in groepen 79,8 66,0 52,7 71,3 Adj. Res. 5.0* -2.0* -4.3* 1 N 67 70 44 181 % in groepen 20,2 34,0 47,3 28,7 Adj. Res. -5.0* 2.0* 4.3* Totaal N/% 331/100 206/100 93/100 630/100 * = Sign.
Tabel 10. Vergelijking voorspellingen en feitelijke recidive Geschatte kans zedenrecidive (M) Recidiverisico J-SOAP II Recidive zeden Recidive algemeen
Kindmisbruikers (Zeer) klein 51,6 – 57,9 11,5 59,2
Leeftijdgenootmisbruikers (Zeer) klein 54,2 – 58,5 11,7 69,9
Groepsdaders Klein 47,9 10,8 79,6
adjusted residual hoger dan 4.0 of lager dan -4.0 als eventueel verklarend beschouwd.
Kindmisbruikers: Zedenrecidive door kindmisbruikers wordt met de J-SOAP II 4,5 tot 5,0 keer hoger geschat dan de feitelijke recidive. Tevens zegt de J-SOAP II het algemene recidiverisico te voorspellen, maar deze is voor kindmisbruikers 1,3 tot 7,6 procent te laag. Dit lijkt acceptabel, maar betwijfel kan worden of de voorspelling beter is dan wanneer het toeval zou voorspellen.
Onderzocht is welke schalen en items met name bijdragen aan deze foutieve voorspelling. Van de 59 antwoordmogelijkheden blijken 31 (52,5%) een significante adjusted residual hebben (≤ -1.96 of ≥ 1.96). Dertien antwoordopties (22,0%) hebben daarbij een adjusted residual kleiner dan -4.0 of groter dan 4.0. De voorspelling aan de hand van de statische schaal (36,8%) verschilt het minst van de feitelijke recidive, maar toch blijken er grote significante verschillen te zijn tussen de verwachte en gegeven antwoorden op vijf van de veertien items behorende tot de statische schaal. Kindmisbruikers hebben vaker slachtoffers onder de 10 jaar gemaakt (item 3), onderschat wordt hoe vaak zij zelf slachtoffer zijn van seksueel misbruik (item 8) en gedragsproblemen op school worden vaker gezien dan verwacht (item 11). Seksuele (item 6) en pervasieve agressie (item 10) worden echter overschat.
De voorspelling aan de hand van de dynamische schaal ligt ver boven de feitelijke zedenrecidivecijfers (factor 4,77 tot 5,87), wat voornamelijk verklaard wordt door twee items. Kindmisbruikers hebben vaker dan verwacht slecht contact met leeftijdsgenoten (item 23), maar de schoolstabiliteit (item 27) van deze dadergroep ligt daarentegen hoger dan verwacht.
Op basis van deze resultaten lijkt het recidiverisico van kindmisbruikers dus beter bepaald te kunnen worden aan de hand van (eerdere) delictkenmerken als het aantal jonge (mannelijke)
slachtoffers, factoren als seksueel misbruik, school(in)stabiliteit en sociale kenmerken als het contact met leeftijdsgenoten. Factoren gericht op antisociale kenmerken, waaronder seksuele en pervasieve agressie, lijken minder van toepassing op kindmisbruikers.
Leeftijdgenootmisbruikers: Ook voor leeftijdgenootmisbruikers werd het zedenrecidiverisico overschat (factor 4,63 tot 5,0), terwijl het algemene recidiverisico juist werd onderschat (11,4 tot 15,7% lager). De adjusted residual van twee items – beide behorende tot de statische schaal – bleek hoger of lager dan (-)4.0. Slachtoffers waren vaker ouder dan 10 jaar (item 3) en
leeftijdgenootmisbruikers bleken minder vaak specialistische daders te zijn dan verwacht (item 15). Ondanks het feit dat op slechts twee items zeer anders dan verwacht wordt gescoord door leeftijdgenootmisbruikers, is de voorspelling wel zeer afwijkend van de feitelijke recidive. Naast die twee zeer afwijkende antwoorden wordt bij 33,9 procent van de antwoordmogelijkheden wel een significante adjusted residual gevonden, maar deze waarde overschrijdt veelal niet de verscherpte grens van (-)4.0. Toch wordt geconcludeerd dat de J-SOAP II items te zwaar meewegen in het bepalen van het zedenrecidiverisico van deze subgroep, met name items specifiek gericht op zedendelicten. Daarbij ontbreken factoren die bijdragen aan een juiste voorspelling van het algemene recidiverisico. Groepsdaders: De voorspelling van het zedenrecidiverisico van groepsdaders is het minst afwijkend van de feitelijke zedenrecidivecijfers (37,1% te hoog), maar het meest afwijkend voor het
algemene recidiverisico (31,7% te laag). Bij groepsdaders werd het hoogst aantal significant
‘afwijkende’ itemscores gevonden (59,3%). Vijf voorspellingen bleken zeer afwijkend te zijn (adj. res. ≤ - 4.0 of adj. res. ≥ 4.0). Zo werd het totaal aantal slachtoffers overschat (item 2), evenals het aantal slachtoffers onder de tien jaar (item 3) en de mate van planning van het delict (item 5). Seksuele agressie (items 6) en de stabiliteit van het schoolverloop (item 27) werden daarentegen onderschat.
Deze resultaten suggereren invloed van factoren als het schoolverloop op het recidiverisico van groepsdaders. Persoonlijkheidskenmerken als seksuele agressie blijken wel van invloed op het recidiverisico, maar een classificatie als ‘gedragsstoornis’ niet. Kenmerken van (eerdere) seksuele delicten lijken eveneens niet bij te dragen aan een goede voorspelling.
Discussie
In huidig onderzoek werd getracht antwoord te geven op de vraag ‘In hoeverre is de ‘J-SOAP II’ een geschikt risicotaxatie-instrument om algemene dan wel zedenrecidive bij jeugdige
zedendelinquenten te voorspellen?’. Hiertoe werden recidivecijfers bestudeerd en werd de J-SOAP II voor zowel kindmisbruikers en leeftijdgenootmisbruikers als groepsdaders gescoord. Ten opzichte van recidivecijfers uit eerder onderzoek naar ambulant behandelde jeugdige zedendelinquenten (Hendriks & Bijleveld, 2005b), waarin dezelfde steekproef werd onderzocht, is het percentage recidivisten met bijna tien procent gestegen. Ook het percentage zedenrecidivisten ligt in huidig onderzoek hoger dan in het eerdere onderzoek. De langere volgtijd in huidig onderzoek kan deze toename verklaren. Wel is opvallend dat recidive onder residentieel behandelde jeugdigen (Hendriks & Bijleveld, 2005a) in dezelfde periode met slechts 2,4 procent is toegenomen.
Op basis van resultaten uit huidig onderzoek wordt geconcludeerd dat de J-SOAP II het zedenrecidiverisico voor zowel de totale groep jeugdige zedendelinquenten als voor de drie
subgroepen overschat, terwijl het algemene recidiverisico juist onderschat wordt. De voorspelling voor het algemene recidiverisico verschilde minder van de feitelijke recidivecijfers dan de voorspelling voor zedenrecidive, maar hierbij moet opgemerkt worden dat het voorspelde algemene recidiverisico met de J-SOAP II voor alle drie de dadergroepen niet veel verschilt van een voorspelling die berust op toeval (50%). Schaalscores van de drie subgroepen toonden aan dat de voorspelling aan de hand van statische factoren minder verschilde van feitelijke zedenrecidivecijfers dan de voorspelling op basis van dynamische factoren. De dynamische schaalscore week echter wel minder af van de feitelijke algemene recidivecijfers dan de statische schaalscore. Veranderbare factoren lijken dus minder voorspellend voor het zedenrecidiverisico, maar meer voorspellend voor recidive naar enig delict. Omdat een van de twee subschalen in de dynamische schaal echter niet significant is gebleken, dienen deze uitkomsten met voorzichtigheid geïnterpreteerd te worden.
Vervolgens is onderzocht welke items uit de J-SOAP II meer en minder van toepassing zijn op de verschillende subgroepen. Kindmisbruikers scoorden hoog op de subschaal met betrekking tot seksuele drang en (eerdere) seksuele delicten, wat bijgedragen heeft aan het te hoog voorspelde
zedenrecidiverisico. Items behorende tot deze schaal lijken dan ook te zwaar mee te wegen in de voorspelling. Dit geldt ook voor items betreffende sociale- en gedragsproblemen op school en stabiliteit van de leefomgeving. De hoge score op deze items draagt bij aan een hoog voorspeld recidiverisico; de voorspellende waarde van de items lijkt overschat te zijn gekeken naar
zedenrecidive. De kans bestaat echter wel de voorspellende waarde van deze items onderschat worden met betrekking tot het algemene recidiverisico; dit risico werd tenslotte te laag voorspeld. Items betreffende antisociale factoren bleken minder van toepassing te zijn op kindmisbruikers, hetgeen eerder onderzoek bevestigd (Hendriks, 2006). Scores op deze items hebben tevens bij kunnen dragen aan het te hoog voorspelde zedenrecidiverisico. De mogelijkheid dat protectieve factoren een grote invloed hebben op het zedenrecidiverisico van kindmisbruikers wordt tot slot niet uitgesloten. Deze factoren zijn niet opgenomen in de J-SOAP II, maar kunnen het risico op recidive wellicht beperken.
De J-SOAP II lijkt voor leeftijdgenootmisbruikers minder geschikt te zijn omdat zij vaker generalisten dan specialisten blijken te zijn, hetgeen ook in ander onderzoek naar voren komt (Hendriks, 2006). Lage scores op items over (eerdere) seksuele delicten zijn dus te verklaren, maar door het grotendeels ontbreken van items betreffende overige delicttypen – die een aanzienlijk deel van de leeftijdgenootmisbruikers wel heeft gepleegd in de voorgeschiedenis – kan het algemene recidiverisico voor deze dadergroep onderschat zijn. De voorspellende waarde van items behorende tot de overige drie subschalen uit de J-SOAP II, lijkt daarbij twijfelachtig te zijn. Op deze items scoorden leeftijdgenootmisbruikers hoog; deze items wegen wellicht te zwaar mee in de voorspelling van het zedenrecidiverisico. Echter wordt de voorspellende waarde van die items wellicht onderschat om het recidiverisico naar enig delict te voorspellen, waardoor deze voorspelling te laag is.
Gemiddelde scores van leeftijdgenootmisbruikers op items met betrekking tot empathie en cognitieve vervormingen bleken vervolgens hoog te zijn. Een tweetal andere items met betrekking tot emotionele- en cognitieve ontwikkelingen, waaronder schuld- en spijtgevoelens, konden wegens ontbreken van data niet meegenomen worden in huidig onderzoek. Gesuggereerd wordt dat
leeftijdgenootmisbruikers ook op deze weggelaten items hoog hadden gescoord, wat het voorspelde algemene recidiverisico voor deze subgroep zou verhogen. Wel zouden deze hoge scores ook het voorspelde zedenrecidiverisico verhogen, waardoor die voorspelling (nog) meer afwijkt van de feitelijke recidivecijfers. Deze items lijken daarom minder van toepassing om zedenrecidive te voorspellen voor de leeftijdgenootmisbruikers. Tot slot bestaat ook voor deze subgroep de optie dat – niet in de J-SOAP II meegenomen – protectieve factoren het zedenrecidiverisico dusdanig positief beïnvloeden. Een goede kwaliteit van sociale contacten met niet-criminele leeftijdgenoten zou bijvoorbeeld een zeer positieve invloed kunnen hebben op de recidive (Van der Horn et al., 2005), maar wordt niet specifiek uitgevraagd in de J-SOAP II; item 23 (kwaliteit van peercontacten) kan ook betrekking hebben op contacten met antisociale leeftijdsgenoten.
Ook voor groepsdaders lijken vragen met betrekking tot seksuele delicten minder van
