1
De relatie tussen psychopathie en
faking good
Een antwoordtendens of echte variantie van psychopathie
Ellen Janssen 103444389 juli 2014 - Universiteit van Amsterdam, Forensisch Klinische Psychologie Begeleider: Dhr. B. Verschuere
SAMENVATTING
Achtergrond: In de meta-analyse van Ray, Hall, Rivera-Hudson, Poythress, Lilienfeld en Morano (2013) komt naar voren dat psychopathie door minder faking good wordt gekenmerkt. Aangezien personen met een psychopathische persoonlijkheid manipulatief en bedrieglijk van aard zijn (Hare, 1991), is dit een opmerkelijke uitkomst. Een mogelijke verklaring hiervoor is dat de faking good schalen feitelijk sociale wenselijkheid meten. Om deze hypothese te toetsen, werd in het huidig onderzoek onderzocht hoe de relatie tussen (1) zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie, en (2) zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag veranderde na correctie voor de faking
good schalen. H0 stelt dat er geen relatie is tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie en tussen zelf
gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag. H1stelt dat er een positieve relatie is tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie en tussen zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag en deze zwakker wordt, wanneer er voor faking good schalen wordt gecorrigeerd en deze daadwerkelijk sociaal wenselijkheid meten. Methoden: Zelf gerapporteerde psychopathie werd gemeten door de Psychopathic Personality Inventory (PPI/-R), door anderen gerapporteerde psychopathie door de Psychopathy Checklist-Revised (PCL-R), antisociaal gedrag door The
Violence Risk Appraisal Guide (VRAG) en faking good door de Unlikely Virtues schaal en de Virtuous Responding schaal
(UV/VR). De data bestond uit twee forensische steekproeven (n = 212; Gonsalves, McLawsen, Huss & Scalora, 2013; n = 200; Edens & McDermott, 2010). Deze data werd per dataset geheranalyseerd door middel van het berekenen van (partiële) correlaties. Voorts werd een tweede manier om dit verband te toetsen gebruikt, namelijk door de data op te splitsen in extreme groepen (wel en geen faking good). De correlaties werden over het eerste en vierde kwartiel van de faking good schalen berekend. Tot slot werd het verschil tussen deze correlatie berekend door middel van de Steiger Z test (Meng, Rosenthal & Rubin, 1992).
Resultaten: Zelf gerapporteerde psychopathie was positief gerelateerd aan door anderen gerapporteerde psychopathie. Eveneens hing zelf gerapporteerde psychopathie positief samen met antisociaal gedrag. Echter verschilden de ongecorrigeerde en gecorrigeerde correlatie tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie en tussen zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag nauwelijks van elkaar. De correlaties voor deze relaties over de eerste en vierde kwartielen van de faking good schalen verschilden statistisch niet van elkaar. Conclusie: Geconcludeerd kan worden dat de relatie tussen (1) zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie, en (2) zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag nauwelijks veranderde na correctie voor de faking good
schalen. Voorts is er geen verschil gevonden voor deze relaties tussen wel of geen faking good. Dit betekent dat de faking good schalen niet sociaal wenselijkheid meten en dit geen echte variantie van psychopathie is. Gezien de grote
maatschappelijke impact wordt geadviseerd om - totdat verder onderzoek heeft uitgewezen wat de relatie tussen psychopathie en faking good is en wat de validiteitschalen werkelijk meten - de voorkeur te geven aan door anderen gerapporteerde psychopathie.
2
INLEIDING Psychopathie
Psychopathie was de eerste persoonlijkheidsstoornis die in de psychiatrie werd erkend. In het verleden heeft psychopathie verschillende etiketten gekend: psychopathische minderwaardigheid, karakter deficiëntie, morele krankzinnigheid en manipulatieve persoonlijkheid (Hare, 1991).
Na de invoering van de Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM) - het handboek voor de classificatie van psychische aandoeningen - verdwijnt de term psychopathie. In de derde versie van de DSM (DSM-III; American Psychiatric Association, 1980) wordt gesproken over een antisociale persoonlijkheidsstoornis. Deze stoornis kenmerkt zich onder andere door liegen, impulsiviteit, agressief en roekeloos gedrag en een gebrek aan wroeging. Hare (1991) bekritiseerde dat de diagnose van een antisociale persoonlijkheidsstoornis enkel op basis van gedragskenmerken werd vastgesteld en geen persoonlijkheidskenmerken bevatte. Zodoende stelde Hare een volledigere omschrijving van psychopathie vast.
Psychopathie volgens Hare
Hare baseerde zijn omschrijving van psychopathie op het boek The Mask of Sanity: An Attempt to Clarify
Some Issues About the So-Called Psychopathic Personality (Cleckley, 1941). In dit boek beschrijft Cleckley zestien
eigenschappen van een psychopathische persoonlijkheid, waaronder: oppervlakkige charme, onbetrouwbaarheid, gebrek aan berouw, pathologisch egocentrisme, gebrek aan inzicht en affectieve armoede. Eveneens is een persoon met psychopathische persoonlijkheidstrekken welbespraakt, sociaal vaardig en komt ‘normaal’ over. Op basis hiervan beschrijft Hare (1991) een psychopathische persoonlijkheid die is onder te verdelen in twee factoren. Factor 1 omschrijft affectieve-interpersoonlijke kenmerken, waaronder een grandioos gevoel van eigenwaarde, pathologisch liegen, oppervlakkige emoties en charme, manipulatie en een gebrek aan empathie en schuldgevoel. Factor 2 beschrijft antisociale-levensstijl kenmerken, zoals een nood aan sensatie, gebrek aan verantwoordelijkheid, impulsiviteit, parasitaire levensstijl en volwassen antisociaal gedrag (Harpur, Hare & Hakstian, 1989). Er heeft echter discussie plaatsgevonden over de factorindeling van de kenmerken van psychopathie. Zo blijkt dat de twee factoren opgedeeld kunnen worden in vier factoren: factor 1 bestaat uit een (1) interpersoonlijke en (2) affectieve factor en factor 2 bevat een (3) antisociale en (4) levensstijl factor (Hare, 2003). Deze vier factoren worden tegenwoordig als indeling voor de kenmerken van psychopathie gehanteerd.
Psychopathie en rapportage
Hare ontwikkelde op basis van deze omschrijving de Psychopathy Checklist-Revised (PCL-R; Hare, 1991, 2003; Nederlandse bewerking: Vertommen, Verheul, Ruiter & Hildebrand, 2002), een checklist waarmee op basis van dossierinformatie en een klinisch interview een psychopathische persoonlijkheid door deskundigen kan worden vastgesteld. Ondanks de goede psychometrische kwaliteit van de PCL-R, beperkt de noodzaak aan dossierinformatie en de lange afnameduur de bruikbaarheid van de PCL-R. Om
3 deze beperking te ondervangen, zijn zelfrapportages ontwikkeld (Uzieblo, Verschuere, van den Bussche & Crombez, 2010).
Het beoordelen van een psychopathische persoonlijkheid door zelfrapportage biedt in vergelijking met de PCL-R een aantal voordelen. Zelfrapportage is gemakkelijker bij grotere groepen af te nemen, er is geen dossierinformatie nodig en is minder tijdsintensief. Veelgebruikte zelfrapportages zijn: de Psychopathy Personality Inventory (PPI; Lilienfeld & Andrews, 1996; later herzien: PPI-R; Lilienfeld & Widows, 2005) en de Levenson’s Self-Report Psychopathy Scale (LSRP; Levenson, Kiehl & Fitzpatrick, 1995). Echter wordt er evenzeer, vanwege de invloed van de manipulatieve, bedrieglijke en leugenachtige aard van psychopathie, met een kritische blik naar zelfrapportages gekeken.
Psychopathie en faking good
Een persoon kan zich namelijk op verschillende manieren, geleid door verschillende motivaties, anders presenteren dan de werkelijkheid. Een voorbeeld hiervan is faking good, jezelf bewust positief neerzetten om een voor jou voordelig doel te bereiken (Paulhus, 2002). Het is voor te stellen dat een verdachte zich anders probeert voor te doen en een vragenlijst niet naar waarheid invult. Daders presenteren zich mogelijk minder psychopathisch, omdat het in hun voordeel is. Identificatie met psychopathie kan bijvoorbeeld leiden tot een verminderde kans op vervroegde vrijlating (Edens, Buffington, Tomicic & Riley, 2001). Hare (1991) uitte zijn zorg dat de meerderheid van de daders zal proberen hun reacties op maten van psychopathie te manipuleren.
Personen met een psychopathische persoonlijkheid vertonen mogelijk vaker faking good gedrag (bijv. Rogers & Cruise, 2000, aangehaald in Ray et al., 2013). Edens et al. (2001) onderzochten of de PPI-R beïnvloedbaar is door faken. Dit onderzoek naar de validiteit van de schaal Positieve Zelfpresentatie uit de PPI-R (Edens et al., 2001), welke faking good meet, heeft uitgewezen dat de PPI-R totaalscore van participanten die zich positiever presenteerden, lager bleek te zijn in vergelijking met totaalscores van de controlegroep, welke zich niet positiever presenteerden. Daarnaast bleken de participanten die faking good gedrag vertoonden in meer dan de helft van de gevallen niet met de Positieve Zelfpresentatie schaal te worden gedetecteerd. Concluderend kan worden gesteld dat de PPI-R totaalscore beïnvloedbaar is door
faking. Book, Holden, Starzyk, Wasylkiw en Edwards (2006) onderzochten of psychopathie positief is
gerelateerd aan faking good. Hieruit kwam naar voren dat participanten die succesvol waren in faking good en niet op de Holden Psychological Screening Inventory (HPSI) werden gedetecteerd, over een hogere mate van psychopathie bleken te beschikken. Dit impliceert dat personen met een hoge mate van psychopathie succesvol zijn in het zichzelf positiever presenteren (faking good).
Kritiek op zelfrapportage en validiteitschalen
Het beoordelen van psychopathie met zelfrapportage wordt echter al lange tijd met scepsis bekeken (Edens, Hart, Johnson, Johnson & Olver, 2000; Lilienfeld & Fowler, 2006, aangehaald in Ray et al., 2013). Personen met psychopathische persoonlijkheidstrekken hebben de neiging om vaak en gemakkelijk te liegen (bijv. Hare, 1991, 2003) en missen inzicht in de aard en omvang van hun psychopathologie (Cleckley, 1941). Eveneens suggereert de relatie tussen psychopathie en manipulatie een onvermogen tot
4 zelfrapportage (bijv. Cooney, Kadden, Bos & Park, 1990; Edens et al., 2000; Hare, 1985; Hart, Forth & Hare, 1991, aangehaald in Edens et al., 2001). Bovendien kunnen personen met psychopathische persoonlijkheidstrekken niet gemotiveerd zijn om accurate antwoorden te geven (Piedmont, McCrae, Riemann & Angleitner, 2000). Voorts bepleitten Hart, Hare en Forth (1994) dat zelfrapportage weinig geschikt is voor het beoordelen van psychopathie vanwege de gevoeligheid voor antwoordtendensen (Edens et al., 2000).
Omdat zelfrapportage gevoelig is voor antwoordtendensen bevatten veel vragenlijsten validiteitschalen, bedoeld om de vertekende scores te corrigeren en invalide antwoordtendensen te detecteren (Piedmont et al., 2000; Rock, 1981; Sarason, Levine, Basham & Sarason, 1983, aangehaald in McCrae & Costa, 1983). Enerzijds zijn er afzonderlijke instrumenten ontwikkeld om faking good mee te detecteren (bijv. Balanced Inventory of Deceptive Responding, BIDR, Paulhus, 1984). Anderzijds bevatten sommige maten van psychopathie items die beogen antwoordtendensen te detecteren. In de PPI-R is bijvoorbeeld een validiteitschaal opgenomen om faking good mee te detecteren, genaamd Virtuous
Responding schaal (VR) (Lilienfeld & Widows, 2005). Sommige studies vonden dat deze schaal echter niet
succesvol was in het detecteren van faking good (Edens et al., 2001; MacNeil & Holden, 2006). Het onderzoek van Anderson, Sellbom, Wygant en Edens (2013) toonde wel de noodzaak en het nut van de validiteitschalen van de PPI-R aan. Er is echter nog steeds weinig bewijs of het screenen en/of aanpassen van de psychopathiescores wel of niet effectief is.
De validiteit van validiteitschalen staat reeds langer ter discussie. McCrae en Costa (1983) concluderen dat het corrigeren voor faking good schalen de validiteit van vragenlijsten niet vergroot. Faking
good schalen zijn van weinig nut als suppressievariabelen in het corrigeren van scores van andere schalen.
Zo blijkt uit het onderzoek van Ones, Viswesvaran en Reiss (1996) dat het verwijderen van de effecten van sociaal wenselijkheid de validiteit van persoonlijkheidsconstructen niet verbetert in het voorspellen van prestaties op het werk. McCrae en Costa (1983) stellen dat de validiteitschalen beter inhoudelijk kunnen worden geïnterpreteerd, dan als indicatoren voor antwoordtendensen. Deze schalen dienen mogelijk te worden geherlabeld, zoals behoefte aan goedkeuring, sociale naïviteit of sociale aanpassing (McCrae & Costa, 1983). Ook andere onderzoeken vinden geen steun voor het nut van validiteitschalen (Alperin, Archer & Coates, 1996; Borkenau & Ostendorf, 1992; Costa & McCrae, 1997; Dicken, 1963; Goldberg, Rorer & Greene, 1970; McCrae, 1986; McCrae & Costa, 1983; McCrae et al., 1989, aangehaald in Piedmont et al., 2000).
Faking good schalen of sociaal wenselijkheidschalen?
In de meta-analyse van Ray et al. (2013) komt naar voren dat psychopathie door minder faking good wordt gekenmerkt. Dit is een opmerkelijke uitkomst, aangezien personen met een psychopathische persoonlijkheid manipulatief en bedrieglijk van aard zijn (Hare, 1991). De validiteit van de faking good schalen die in de meta-analyse van Ray et al. (2013) werden opgenomen zijn sterk bekritiseerd en dienen mogelijk anders te worden geïnterpreteerd. Indien deze schalen sociaal wenselijkheid in plaats van faking
good meten wordt de bevinding van Ray et al. (2013) begrijpelijk. Sociaal wenselijkheid duidt op de neiging
5 te presenteren (King & Bruner, 2000). Zoals McCrae en Costa (1983) omschreven kunnen de validiteitschalen mogelijk beter als een behoefte aan goedkeuring, sociale naïviteit of sociale aanpassing worden geherlabeld. Het lijkt hierom meer voor de hand liggend dat psychopathie niet zozeer met minder
faking good, maar met een lage mate van sociaal wenselijkheid wordt gekenmerkt. Om deze hypothese te
toetsen is de relatie tussen psychopathie, antisociaal gedrag en faking good bestudeerd. Indien de correctie voor faking good schalen voor een zwakkere relatie tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie zorgt, zal de relatie tussen zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag ook zwakker worden na de correctie van faking good schalen. Faking good schalen meten dan feitelijk sociaal wenselijkheid. Niet sociaal wenselijk gedrag c.q. antisociaal gedrag is dan echte variantie van psychopathie.
Belang van het huidig onderzoek
Personen die hoger op psychopathie scoren, begaan vier keer zo vaak dan ‘normaal’ wederom een serieus delict (Barbaree, 2005). Het is daarom van belang om in behandeling en risicotaxaties rekening te houden met de mate van psychopathie. Dit kan onder andere worden gemeten door middel van zelfrapportage, waarbij in de scores rekening wordt gehouden met antwoordtendensen, zoals faking good. Gezien het misleidende karakter van personen met een psychopathische persoonlijkheid, is het belangrijk om te bepalen wat de relatie is tussen psychopathie en faking good en of de validiteitschalen die faking good trachten te meten dit werkelijk meten. De misclassificatie van faking draagt namelijk onberekenbare kosten met zich mee in de forensische sector. Onontdekte gevallen van faking kunnen een ravage aanrichten voor slachtoffers van ongestrafte misdaden (Rogers & Cruise, 1998), evenzo kan de veiligheid van de maatschappij hiermee in het geding zijn.
Het huidig onderzoek
Belangrijke kenmerken van psychopathie zijn liegen, bedrog en manipulatie, en verondersteld wordt dat personen met psychopathische persoonlijkheidstrekken een gebrek aan zelfinzicht hebben. Dit ondersteunt de verwachting dat deze personen zich beter voor zullen doen dan ze werkelijk zijn. De bevinding dat personen met psychopathische persoonlijkheidstrekken minder faking good vertonen (Ray et al., 2013), vormt een raadsel. In het huidig onderzoek wordt getracht om daar een verklaring voor te vinden. De hypothese in dit onderzoek is dat dit onderzoeksresultaat te verklaren valt doordat de faking
good schalen feitelijk sociaal wenselijkheid meten.
De data voor het huidig onderzoek werd verkregen uit twee bestaande onderzoeken, beide bevatten forensische steekproeven. De dataset van Gonsalves, McLawsen, Huss en Scalora (2013) is gebaseerd op de Spaanse populatie en de dataset van Edens en McDermott (2010) op de Amerikaanse populatie. Deze data werd gesplitst in zelf gerapporteerde psychopathie (PPI/-R), door anderen gerapporteerde psychopathie (PCL-R) en antisociaal gedrag (VRAG).
Om het verband tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie te onderzoeken werd de data geheranalyseerd door correlaties te berekenen, waarbij werd gecorrigeerd voor de faking good schalen (UV/VR). Verwacht werd dat na correctie voor de faking good schalen, de relatie tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie zwakker werd. Dit zou betekenen dat de faking good schalen
6 feitelijk sociaal wenselijkheid meten. Wanneer dit niet het geval was en de relatie juist sterker werd, meten de schalen antwoordtendensen, bijvoorbeeld faking good.
Voorts werd op een tweede manier om dit verband getoetst, namelijk door de data op te splitsen in extreme groepen. De data werd gesplitst voor het eerste (geen faking good) en vierde kwartiel (wel faking
good) van de faking good schalen. Over deze kwartielen werden de correlatie tussen zelf- en door anderen
gerapporteerde psychopathie berekend. Daarna werd door middel van de Steiger Z test het verschil tussen de correlaties van beide kwartielen onderzocht (Meng, Rosenthal & Rubin, 1992). Wanneer faking
good schalen echt faking good meten, dan zou de correlatie tussen zelf- en door anderen gerapporteerde
psychopathie in het eerste kwartiel (geen faking good) sterker moeten zijn dan de correlatie in het vierde kwartiel (wel faking good). Op dezelfde wijze werd de relatie tussen zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag geanalyseerd.
Hypothesen
H1: De positieve correlatie tussen zelf- (PPI/-R) en door anderen gerapporteerde psychopathie (PCL-R) is significant zwakker, wanneer er voor faking good schalen (UV/VR) wordt gecorrigeerd en deze daadwerkelijk sociaal wenselijkheid meten.
H2: De positieve correlatie tussen zelf gerapporteerde psychopathie (PPI/-R) en antisociaal gedrag (VRAG) is significant zwakker, wanneer er voor faking good schalen (UV/VR) wordt gecorrigeerd en deze daadwerkelijk sociaal wenselijkheid meten.
METHODE
Participanten
In het huidig onderzoek werden twee onderzoeken geïncludeerd. De dataset van Gonsalves, McLawsen, Huss en Scalora (2013) bestond uit 212 mannelijke participanten, welke een gemiddelde leeftijd van 37,58 jaar hadden (berekend over de PPI/-R, Gonsalves et al., 2013). Van de participanten had 40,6% geen middelbaarschool diploma en 44,3% een middelbaarschool diploma of hoger. De steekproef bestond voor 64,2% uit blanken en 15,6% uit Afrikaans-Amerikanen. De dataset van Edens en McDermott (2010) bestond uit 200 participanten, waarvan 85,5% mannelijke participanten en 65% blank waren.
Materialen
Psychopathie
Psychopathic Personality Inventory(-Revised) (PPI/-R; Lilienfeld & Andrews, 1996; Lilienfeld & Widows, 2005).
De PPI is een 187-item zelfrapportagevragenlijst van psychopathie. Participanten scoren zichzelf op een schaal van 1 (onjuist) tot 4 (juist). De PPI bestaat uit acht schalen, waarvan zeven onder twee factoren vallen. PPI-I (Fearless Dominance, FD) beoordeelt de affectieve-interpersoonlijke kenmerken, bestaande uit de subschalen: onbevreesdheid, stressimmuniteit en sociale potentie. PPI-II (Impulsive Antisociality, IA) meet gedrags- en levensstijl kenmerken, bestaande uit de subschalen: impulsieve afwijking, schuld
7 externaliseren, machiavellistische egocentrisme en zorgeloosheid (Benning, Patrick, Hicks, Blonigen & Krueger, 2003). De achtste schaal, Coldheartedness, valt niet onder een van beide factoren. Voor zowel de PPI in zijn geheel als voor de onderlinge schalen is een uitstekende interne consistentie bij zowel studenten (Lilienfeld & Andrews, 1996) als delinquenten (Poythress, Lilienfeld, Skeem, Douglas, Edens, Epstein & Patrick, 2010) gerapporteerd. Cronbach’s alpha voor de PPI totaalscore valt tussen .88 en .93. De test-hertest betrouwbaarheid van de PPI is .95 (Lilienfeld & Andrews, 1996).
De PPI-R is een 154-item herziene versie van de PPI. De PPI-R werd ontwikkeld om zorgen betreffende de afnametijd, de leesbaarheid en een potentieel cultuurverschil in de originele PPI aan te pakken. De PPI-R behoudt dezelfde structuur als de PPI (4-punts Likertschaal) en levert ook twee factorscores: Egocentrisch Impulsiviteit (SCI) en Fearless Dominance (FD) die overeenkomen met de IA en FD schalen van de PPI, respectievelijk. De interne consistentie van de PPI-R onder de algemene bevolking en studenten is voldoende (.78 en .92). De PPI-R blijkt een veelbelovende convergente validiteit met andere zelfrapportagevragenlijsten van psychopathie te hebben (Lilienfeld & Widows, 2005). De PPI-R is oorspronkelijk ontworpen voor het gebruik in niet forensische instellingen. Bij gebruik bij een niet forensische populatie blijkt de vragenlijst hoog te correleren met cluster B persoonlijkheidsstoornissen, waaronder de borderline, narcistische, theatrale en antisociale persoonlijkheidsstoornis. Ook correleert de PPI-R met theoretisch relevante constructen, zoals bedrieglijkheid, agressie, dwang en onbevreesdheid (Edens et al., 2000; Lilienfeld & Andrews, 1996). Hoewel de vragenlijst niet specifiek ontwikkeld is voor gebruik binnen een forensische setting, blijkt de PPI-R toch geschikt te zijn voor deze setting. De PPI-R score van gevangenen blijkt matig te correleren met metingen van agressie, empathie en andere Cluster B persoonlijkheidskenmerken. Daarnaast blijkt de PPI-R te correleren met kenmerken van het strafblad, zoals het aantal eerdere arrestaties, een geschiedenis van jeugdcriminaliteit, verbaalagressieve en gewelddadige overtredingen. Tot slot blijkt dat de PPI-R score sterk correleert met de PCL-R score (.54) (Edens, Poythress & Lilienfeld, 1998; Edens, Poythress & Watkins, in press; Sandoval, Hancock, Poythress, Edens & Lilienfeld, 2000, aangehaald in Edens et al., 2001).
Psychopathy Checklist-Revised (PCL-R; Hare, 1991, 2003).
De PCL-R bestaat uit twintig dimensies van psychopathie. Deze dimensies worden door een deskundige, op een schaal van 0 (afwezig), 1 (enige indicatie), of 2 (aanwezig), op basis van een semigestructureerd interview en dossierinformatie beoordeeld. Psychopathie wordt gebruikelijk gediagnosticeerd bij een totaalscore van 30 of meer. Factoranalyses van de PCL-R leveren een tweefactor structuur op, waar factor 1 de affectieve-interpersoonlijke persoonlijkheidskenmerken beoordeelt (bijv. grandioos gevoel van eigenwaarde, gebrek aan empathie en schuld, pathologisch liegen) en factor 2 de antisociale-levensstijl kenmerken bepaalt (bijv. impulsiviteit, slechte gedragscontrole, gebrek aan lange-termijn doelen) (Harpur et al., 1989). De PCL-R blijkt in veel studies een robuuste voorspeller van verschillende vormen van geweld, recidivisme en falen van behandeling (zie voor reviews Hare, 1991; Rice, 1997; Salekin et al., 1996; aangehaald in Ray et al., 2013). De PCL-R heeft een goede inter-beoordelaarbetrouwbaarheid en interne consistentie (Vitale, Smith, Brinkley & Newman, 2002). De interne consistentie van de PCL-R
8 totaalscore was .87 voor de gedetineerden en .85 voor de forensisch psychiatrische patiënten. De test-hertest betrouwbaarheid was .94. Met betrekking tot de validiteit toonde de tweefactor structuur van de PCL-R een goede construct-, convergerende en divergerende validiteit (Vertommen et al., 2002).
Antisociaal gedrag
The Violence Risk Appraisal Guide (VRAG; Quinsey, Harris, Rice & Cormier, 2006).
De VRAG is een risicotaxatie instrument, ontwikkeld en gestandaardiseerd op basis van mannelijke daders uit een zwaar beveiligde Canadese psychiatrische kliniek (Harris, Rice & Quinsey, 1993) en voorspelt gewelddadige recidive bij forensische patiënten, niet forensisch psychiatrische patiënten en zedendelinquenten. De VRAG is gevalideerd voor gebruik in een breed scala van daderpopulaties. Het instrument bestaat uit twaalf items die hoofdzakelijk statische en historische risicofactoren weerspiegelen. Enkele voorbeelden van items zijn: problematisch alcoholgebruik, delict geschiedenis van niet-gewelddadige delicten, schending strafrechtelijke voorwaarden, leeftijd, letsel van het slachtoffer, persoonlijkheidsstoornis en psychopathie. Ieder item heeft zijn eigen waarde en de som hiervan produceert de totaalscore. De VRAG heeft herhaaldelijk inter-beoordelaarbetrouwbaarheid coëfficiënten bereikt boven .90 (Quinsey et al., 2006).
Faking good schalen
PPI Unlikely Virtues schaal (PPI-UV; Lilienfeld & Andrews, 1996).
De UV schaal is ingebed in de PPI. Deze schaal bevat veertien items en is identiek aan de UV schaal van de Mulitdimensional Personality Questionnaire (MPQ; Tellegen, 1978, 1982; aangehaald in Ray et al., 2013) en is in de PPI opgenomen om participanten met een neiging tot positief impressiemanagement te detecteren. De PPI heeft een hoge interne consistentie, test-hertest betrouwbaarheid en convergente validiteit (Nikolova, Hendry, Douglas, Edens & Lilienfeld, 2012).
PPI-R Virtuous Responding schaal (PPI-R-VR; Lilienfeld & Widows, 2005).
De VR schaal (faking good; dertien items) is ingebed in de PPI-R en is verwant aan de UV schaal van de originele PPI. Aangezien veel van de items van de UV schaal - met toestemming - letterlijk waren overgenomen van de MPQ werden deze items herzien. Een nieuwe versie van deze schaal werd ontwikkeld, wat leidde tot dertien items (Lilienfeld & Widows, 2005). De PPI-R bevat een naar tevredenheid interne consistentie (.78 - .92) (Nikolova et al., 2012).
Dataselectie
In april 2014 werd een literatuuronderzoek door middel van een systematische search uitgevoerd om geschikte onderzoeken te vinden. Er werd van twee strategieën gebruik gemaakt. Eerst werden verschillende databases, zoals PsycINFO, Web of Sciene, Medline, ERIC en GoogleScolar doorzocht. In iedere database werd een zoekopdracht gegeven waarbij gebruik werd gemaakt van combinaties van relevante zoektermen (bijv. Psychopath*, faking good en social desirab*) (Bijlage I). Na het ontdubbelen werden alle opgehaalde artikelen aan de hand van de inclusiecriteria op geschiktheid gescreend. Daarnaast werd
9 de referentielijst van ieder artikel dat geschikt werd bevonden gescreend op bruikbare onderzoeken. De inclusiecriteria waren:
minstens 100 participanten
forensische steekproef (bijv. gedetineerden) peer-reviewed
Engelstalig
in de laatste vijf jaar zijn gepubliceerd (2009-2014)
gebruik van een maat van zelf gerapporteerde psychopathie
gebruik van ofwel een maat van door anderen gerapporteerde psychopathie ofwel een maat van antisociaal gedrag
gebruik van een faking good schaal.
Aanvankelijk werd een totaal van 854 artikelen opgehaald; na het ontdubbelen en scannen aan de hand van de opgestelde criteria voldeden drie onderzoeken. De meeste onderzoeken werden geëxcludeerd vanwege een niet-forensische steekproef en een ander onderzoeksonderwerp (zoals onderzoeken naar medicamenteuze stoffen). Uit de referentielijsten van deze onderzoeken werden nog zes andere onderzoeken geïncludeerd. Om de data op te vragen werd de auteur door middel van een e-mail gecontacteerd. In reactie op de eerste aanvraag en na twee weken follow-up, werd enkel van twee auteurs de data verkregen.
Bewerking datasets
PCL-R en PPI/-R totaal- en schaalscores zijn (her)berekend aan de hand van de officiële handleidingen van deze maten (Lilienfeld & Andrews, 1996; Lilienfeld & Widows, 2005; Vertommen et al., 2002). Daarnaast zijn met betrekking tot de zelfrapportages de data van schalen met meer dan 20% ontbrekende data weggelaten uit de analyses (Lilienfeld & Widows, 2005). De missende data uit schalen met minder dan 20% ontbrekende data werd op basis van het gemiddelde van de voltooide items van de betreffende schaal berekend (Lilienfeld & Widows, 2005).
Procedure van de originele onderzoeken
De procedure van het onderzoek van Gonsalves et al. (2013): Gevorderde masterstudenten, welke klinische psychologie studeerden en die hun stages liepen op forensische afdelingen of in forensisch psychiatrische ziekenhuizen, hebben de participanten geworven. Evenzo hebben deze studenten de participanten geïnformeerd over het doel van het onderzoek, benadrukt dat het om een vrijwillige deelname ging en de vertrouwelijke aard van de deelname besproken. Daarnaast zijn de participanten aangespoord om vragen te stellen wanneer hiertoe behoefte was. Participanten vulden de vragenlijsten in en retourneerden deze aan de studenten. De studenten codeerden de PCL-R. Hiervoor waren zij getraind en inconsistenties werden met de trainer besproken. Deze procedure is conform de officiële handleiding van de PCL-R. De inter-beoordeelaarbetrouwbaarheid was groot (.83). De demografische gegevens werden uit het dossier van de participanten gehaald.
10 De procedure van het onderzoek van Edens en McDermott (2010): Participanten werden willekeurig benaderd om deel te nemen. Wanneer zij geïnteresseerd waren werd vooraf bepaald of zij in staat waren om toestemming voor het onderzoek te geven. Participanten ondertekenden een informed
consent. Om er zeker van te zijn dat de participanten de zelfrapportagevragenlijsten konden lezen en
begrijpen, werd gevraagd om de eerste vijf items hardop te lezen. Indien de participant hier niet toe in staat was, werd de hele vragenlijst door de onderzoeker hardop voorgelezen. De onderzoeker was altijd beschikbaar om vragen te beantwoorden. De PCL-R en VRAG beoordelingen werden door getrainde psychologen uitgevoerd. De inter-beoordelaarbetrouwbaarheid was hoog voor de PCL-R (.94) en de VRAG (.95). De demografische gegevens werden uit het dossier van de participanten gehaald.
Statistische analyse
Alvorens met de statistische analyses werd begonnen werden beschrijvende statistieken door middel van
Descriptive Statistics achterhaald. De volgende demografische gegevens, mits bekend, werden beschreven:
sekse, leeftijd, opleidingsniveau en etniciteit. Voor deze gegevens werd in onderstaande statistische analyses gecontroleerd, mits deze met beide variabelen (H1: zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie; H2: zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag) samenhingen. De correlaties tussen de PPI en demografische gegevens waren niet significant, op leeftijd na (r = -.25, p (one-tailed) <.01). De correlaties tussen de PCL-R en de demografische gegevens waren allen niet significant. Leeftijd is niet als controlevariabele meegenomen, aangezien deze enkel met één variabele correleerde. Vervolgens werd bekeken of aan de assumpties werd voldaan. Alle analyses werden per dataset uitgevoerd.
Gezien het feit dat faking good gerelateerd is aan zowel psychopathie als antisociaal gedrag, dient er rekening gehouden te worden met de invloed van faking good, als er naar een zuivere maat voor de relatie tussen psychopathie en antisociaal gedrag wordt gestreefd. Als het deel van de variantie die ook door
faking good wordt gedeeld wordt verwijderd, wordt een maat voor de unieke relatie tussen psychopathie en
antisociaal gedrag verkregen. In het huidig onderzoek werd hierom gebruik gemaakt van partiële correlatie om daarmee de grootte van het unieke deel van de variantie te achterhalen. Voorts werd een tweede manier om dit verband te toetsen gebruikt, namelijk door de data op te splitsen in extreme groepen (wel en geen faking good).
Hypothese 1
Er werd een significant zwakkere correlatie verwacht tussen zelf- (PPI/-R) en door anderen gerapporteerde psychopathie (PCL-R), wanneer er werd gecorrigeerd voor faking good schalen (UV/VR) en deze schalen werkelijk sociaal wenselijkheid maten. Deze hypothese werd getoetst door middel van partiële correlatieanalyse. De ongecorrigeerde correlatie werd getoetst met een bivariate correlatieanalyse. Een significant zwakkere gecorrigeerde correlatiecoëfficiënt zou bevestigen dat de faking good schalen feitelijk sociaal wenselijkheid hebben gemeten én dit echte variantie van psychopathie was.
Daarnaast werd de data gesplitst voor het eerste (geen faking good) en vierde kwartiel (wel faking
11 anderen gerapporteerde psychopathie berekend. Daarna werd door middel van de Steiger Z test het verschil tussen de correlaties van beide kwartielen onderzocht (Meng, Rosenthal & Rubin, 1992). Wanneer faking good schalen echt faking good zouden meten, dan zou de correlatie tussen zelf- (PPI/-R) en door anderen gerapporteerde psychopathie (PCL-R) in het eerste kwartiel (geen faking good) sterker moeten zijn dan de correlatie in het vierde kwartiel (wel faking good).
Hypothese 2
Er werd ook een significante zwakkere correlatie verwacht tussen zelf gerapporteerde psychopathie (PII-R) en antisociaal gedrag (VRAG), wanneer er werd gecorrigeerd voor faking good schalen (V(PII-R) en deze schalen feitelijk sociaal wenselijkheid maten. Deze hypothese werd eveneens getoetst door middel van partiële correlatieanalyse. De ongecorrigeerde correlatie werd getoetst met een bivariate correlatieanalyse. Een significant zwakkere gecorrigeerde correlatiecoëfficiënt zou bevestigen dat de faking good schalen werkelijk sociaal wenselijkheid hebben gemeten én dit echte variantie van psychopathie was.
Daarnaast werd de data gesplitst voor het eerste (geen faking good) en vierde kwartiel (wel faking
good) van de faking good schalen (VR). Over deze kwartielen werden de correlatie tussen zelf
gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag berekend. Daarna werd door middel van de Steiger Z test het verschil tussen de correlaties van beide kwartielen onderzocht (Meng, Rosenthal & Rubin, 1992). Wanneer faking good schalen echt faking good zouden meten, dan zou de correlatie tussen psychopathie (PPI -R) en antisociaal gedrag (VRAG) in het eerste kwartiel (geen faking good) sterker moeten zijn dan de correlatie in het vierde kwartiel (wel faking good).
RESULTATEN
Hypothese 1
Gonsalves et al. (2013)
De gemiddelde totaalscore van de PPI, PCL-R, PPI-UV was, M = 353.91 (SD = 41.18), M = 13.42 (SD = 7.70) en M = 30.25 (SD = 6.81), respectievelijk1.
Zelf gerapporteerde psychopathie (PPI) was positief gerelateerd aan door anderen gerapporteerde psychopathie (PCL-R)2, zie Tabel 1. De PPI correleerde negatief (r = -.17, p (one-tailed) < .05) met UV. De
PCL-R hing niet significant samen met UV. Correctie voor faking good schalen veranderde het verband tussen zelf gerapporteerde psychopathie (PPI) en door anderen gerapporteerde psychopathie (PCL-R) nauwelijks (Tabel 1).
1 In het originele artikel van Gonsalves, et al. (2013) werd een gemiddelde score van M = 355.65 (SD = 40.91), M =
14.45 (SD = 6.90) gerapporteerd, respectievelijk PPI en PCL-R. De auteur van het originele artikel is gecontacteerd. Er kon niet worden achterhaald waar de verschillen aan te wijten waren. Het verschil met de resultaten in het huidig onderzoek was echter verwaarloosbaar klein.
2 Het correlatiecoëfficiënt uit het originele artikel was r = .22 (niet significant) (Gonsalves et al., 2013). De auteur
van het originele artikel is gecontacteerd. De auteur kon niet achterhalen waar het verschil aan te wijten was. Een mogelijke verklaring kon zijn dat in het huidig onderzoek 212 participanten zijn betrokken (in het originele artikel was n = 143) en er mogelijk een andere herberekening van de missende waarden (zie bewerking datasets) was uitgevoerd. Het verschil tussen de correlatiecoëfficiënten was echter verwaarloosbaar klein.
12 De relatie tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie voor het eerste kwartiel (geen faking good) was niet significant. Evenzo was deze relatie voor het vierde kwartiel (wel faking good) niet significant (Tabel 1). Het verschil tussen deze correlaties was statistisch niet significant, Z = .13, p (one-tailed) = .45 (De kritieke waarden waren 1.65 voor p < .05 en 2.33 voor p < .01).
Tabel 1
De correlatie tussen zelf- (PPI) en door anderen gerapporteerde psychopathie (PCL-R), al dan niet gecorrigeerd voor Unlikely Virtues (UV) (Gonsalves et al., 2013)
Bivariate correlatie Partiële correlatie gecorrigeerd voor UV Hele steekproef (n = 212) .19** .20** 1e kwartiel UV (n = 43) 4e kwartiel UV (n = 42) -.02 .01
Noot. PPI = Psychopathic Personality Inventory; PCL-R = Psychopathy Checklist-Revised. * p (one-tailed) < .05, ** p (one-tailed) < .01.
Edens en McDermott (2010)
De gemiddelde totaalscore van de PPI-R, PCL-R, VRAG, PPI-VR was, M = 293.93 (SD = 33.62), M = 15.92 (SD = 7.94), M = 6.29 (SD = 9.68) en M = 29.81 (SD = 5.67), respectievelijk3.
Zelf gerapporteerde psychopathie (PPI-R) hing positief samen met door anderen gerapporteerde psychopathie (PCL-R), zie Tabel 2. De PPI-R correleerde negatief met VR (r = -.14, p (one-tailed) < .05). De PCl-R correleerde niet significant met VR. Correctie voor faking good schalen veranderde het verband tussen zelf gerapporteerde psychopathie (PPI-R) en door anderen gerapporteerde psychopathie (PCL-R) nauwelijks (Tabel 2).
Tabel 2
De correlatie tussen zelf- (PPI-R) en door anderen gerapporteerde psychopathie (PCL-R), al dan niet gecorrigeerd voor Virtuous Responding (VR) (Edens & McDermott, 2010)
Bivariate correlatie Partiële correlatie gecorrigeerd voor VR Hele steekproef (n = 200) .17** .16* 1e kwartiel (n = 41) 4e kwartiel (n = 41) .27* .11
Noot. PPI-R = Psychopathic Personality Inventory-Revised; PCL-R = Psychopathy Checklist-Revised. * p (one-tailed) < .05, ** p (one-tailed) < .01.
13 De relatie tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie voor het eerste kwartiel (geen faking good) correleerden positief met elkaar. De relatie tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie voor het vierde kwartiel (wel faking good) was niet significant (Tabel 2). Het statistische verschil tussen deze correlaties was eveneens niet significant, Z = .73, p (one-tailed) = .23 (De kritieke waarden waren 1.65 voor p < .05 en 2.33 voor p <.01).
Hypothese 2
Edens en McDermott (2010)
Zelf gerapporteerde psychopathie (PPI-R) was positief gerelateerd aan antisociaal gedrag (VRAG)4, zie
Tabel 3. De PPI-R correleerde negatief met VR (r = -.14, p (one-tailed) < .05). De VRAG correleerde eveneens negatief met VR (r = -.16, p < .05). Correctie voor faking good schalen veranderde het verband tussen zelf gerapporteerde psychopathie (PPI-R) en antisociaal gedrag (VRAG) nauwelijks (Tabel 3).
Voor het eerste kwartiel (geen faking good) hing zelf gerapporteerde psychopathie positief samen met antisociaal gedrag. De relatie tussen zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag voor het vierde kwartiel (wel faking good) was niet significant (Tabel 3). Het verschil tussen deze correlaties was statistisch eveneens niet significant, Z = 1.06, p (one-tailed) = .14 (De kritieke waarden waren 1.65 voor p <.05 en 2.33 voor p <.01).
Tabel 3
De correlatie tussen zelf gerapporteerde psychopathie (PPI-R) en antisociaal gedrag (VRAG), al dan niet gecorrigeerd voor Virtuous Responding (VR) (Edens & McDermott, 2010)
Bivariate correlatie Partiële correlatie gecorrigeerd voor VR Hele steekproef (n = 200) .17** .16* 1e kwartiel (n = 41) 4e kwartiel (n = 41) .34* .11
Noot. PPI-R = Psychopathic Personality Inventory-Revised; VRAG = The Violence Risk Appraisal Guide. * p (one-tailed) < .05, ** p (one-tailed) < .01.
DISCUSSIE
In de meta-analyse van Ray et al. (2013) komt naar voren dat psychopathie door minder faking good wordt gekenmerkt. Zoals eerder is benoemd zijn belangrijke kenmerken van psychopathie liegen, bedrog en manipulatie (bijv. Hare, 1991). De uitkomst van het onderzoek van Ray et al. (2013) is hierom opmerkelijk. In het huidig onderzoek werd getracht om daar een verklaring voor te vinden en werd verwacht dat de faking good schalen feitelijk sociaal wenselijkheid meten. Na correctie voor de faking good schalen zou de relatie tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie en tussen zelf
4 Het correlatiecoëfficiënt uit het originele artikel was r = .18, p < .05 (Edens & McDermott, 2010). Het verschil met
14 gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag zwakker worden wanneer deze schalen feitelijk sociaal wenselijkheid zouden meten.
De relatie tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie.
Zelf gerapporteerde psychopathie was positief gerelateerd aan door anderen gerapporteerde psychopathie. De effectgrootte was echter klein. De ongecorrigeerde en gecorrigeerde correlatie tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie verschilden voor beide datasets nauwelijks van elkaar. De relaties tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie over de eerste en vierde kwartielen van de
faking good schalen verschilden statistisch niet van elkaar. Hiermee werd hypothese 1 niet bevestigd. Dit
betekent dat de resultaten niet ondersteunen dat de faking good schalen sociaal wenselijkheid meten en dit geen echte variantie van psychopathie is.
De relatie tussen zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag.
Zelf gerapporteerde psychopathie was positief gerelateerd aan antisociaal gedrag. De effectgrootte was eveneens klein. De ongecorrigeerde en gecorrigeerde correlatie tussen zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag verschilden ook nauwelijks van elkaar. De relaties tussen zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag over de eerste en vierde kwartielen van de faking good schalen verschilden statistisch niet van elkaar. Hiermee werd hypothese 2 niet bevestigd. Dit betekent dat de resultaten niet ondersteunen dat de faking good schalen sociaal wenselijkheid meten en dit geen echte variantie van psychopathie is.
Conclusie
Geconcludeerd kan worden dat de relatie tussen (1) zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie, en (2) zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag nauwelijks veranderde na correctie voor de
faking good schalen. Voorts is er geen verschil gevonden voor deze relaties tussen wel of geen faking good.Dit betekent dat de faking good schalen niet sociaal wenselijkheid meten en dit geen echte variantie van psychopathie is.
Sterke kanten en beperkingen
Een sterke kant aan het huidig onderzoek was de systematische search die is uitgevoerd, hierdoor was de kans groot dat zo veel mogelijk geschikte onderzoeken werden geïncludeerd. Daarentegen was de respons op de vraag om de data te delen erg laag, wat een beperking was. Met name voor de kwartielanalyses zorgde de lage respons voor een kleine steekproef waardoor de power zwak was. Hierom dienen de resultaten met voorzichtigheid te worden geïnterpreteerd.
Voorts zijn in het onderzoek van Gonsalves et al. (2013) voornamelijk zedendelicten geïncludeerd. Hierom zijn deze resultaten niet over de hele forensische sector generaliseerbaar. Daarnaast bevatten beide datasets weinig tot geen vrouwelijke participanten, echter stond sekse niet in relatie tot zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie en tot zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag. Het was hierom niet voor de hand liggend dat dit op de resultaten van invloed was. Bovendien
15 bestaat de forensische sector grotendeels uit mannen. Hierom zijn de resultaten toch zonder bezwaar te vertalen naar deze groep.
Tot slot kon in het huidig onderzoek geen toereikende methode worden gevonden om de ongecorrigeerde en gecorrigeerde correlaties statistisch te toetsen. Door middel van t-statistics (Chen & Popovich, 2002) is dit geprobeerd te onderzoeken, echter zonder resultaat dat hiervoor volstond. Het is een vooraanstaande beperking dat over deze correlaties geen statistische uitspraak kon worden gedaan. Hierdoor kon in het huidig onderzoek niet worden bepaald of de correctie voor faking good schalen statistisch gezien van invloed was op de relatie tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie en tussen zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag.
Vervolgonderzoek
Vervolgonderzoek dient zich, om bovenstaande beperkingen te ondervangen, op onderstaande aanbevelingen te richten. Het is wenselijk om wederom gebruik te maken van een systematische search, echter moet er meer tijd worden ingecalculeerd om positieve reacties op de vraag om de data te delen te genereren. Hoe meer relevante data wordt geïncludeerd, hoe groter de power van het onderzoek en des te sterker uitspraken over de resultaten kunnen worden gedaan. Daarnaast is het van belang om een uitgebreidere set van maten van psychopathie, antisociaal gedrag en faking good te gebruiken om daarmee een breder en vollediger beeld neer te zetten over de relatie tussen psychopathie, antisociaal gedrag en
faking good. Onderzoeken waarin bijvoorbeeld gebruikt wordt gemaakt van de Levenson’s Self-Report Psychopathy Scale (LSRP; Levenson, Kiehl & Fitzpatrick, 1995), de Buss-Durkee Hostility Inventory-Dutch
(BDHI-D; Lange, Hoogendorn, Wiederspahn & Beurs (2005) en The Marlowe-Crowne Social Desirability Scale (MCSDS; Crowne & Marlowe, 1960) kunnen in vervolgonderzoek worden meegenomen. Voorts is het interessant om meer verschillende steekproeven in vervolgonderzoek te includeren en deze met elkaar te vergelijken. Hierbij kan worden gedacht aan steekproeven over de algemene bevolking en psychiatrische patiënten. Eveneens is het van belang om naar een goede verdeling van verschillende delicten te streven. Dit zal een positieve uitwerking op de generaliseerbaarheid van de resultaten hebben.
Tevens dienen de afhankelijke ongecorrigeerde en gecorrigeerde correlaties in vervolgonderzoek statistisch te worden getoetst. Daarnaast is het van belang om eveneens de relatie tussen door anderen gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag, wanneer wordt gecorrigeerd voor faking good schalen, te onderzoeken. Tussen de ongecorrigeerde en gecorrigeerde correlatie wordt geen verschil verwacht, aangezien wordt verwacht dat door anderen gerapporteerde psychopathie niet beïnvloedbaar is door antwoordtendensen, zoals faking good.
Voorts is een moderatie-/mediatieanalyse een mogelijk geschiktere manier om de relatie tussen psychopathie en faking good te bepalen. Er wordt immers verwacht dat faking good de sterkte van de relatie tussen zelf- en door anderen gerapporteerde psychopathie en tussen zelf gerapporteerde psychopathie en antisociaal gedrag beïnvloedt. Faking good modereert/medieert dan deze relaties. Tot slot wordt geadviseerd om in vervolgonderzoek faking good ook met afzonderlijke validiteitschalen te meten, bijvoorbeeld de Balanced Inventory of Deceptive Responding (BIDR, Paulhus, 1984) of the Marlowe-Crowne Social
16
Implicaties
De scepsis ten aanzien van validiteitschalen zoals faking good schalen zijn gerechtvaardigd, aangezien psychopathie en antisociaal gedrag positief is gerelateerd aan faking good. Dit impliceert dat de uitkomsten van psychopathie zelfrapportages met voorzichtigheid dienen te worden geïnterpreteerd. Hoewel er een positief verband te zien is, kan niet met zekerheid worden gesteld of de faking good schalen geherlabeld of zelfs verworpen dienen te worden. Het verband dat werd aangetoond is dusdanig klein dat verwerping dan wel herlabeling van deze schalen niet voldoende is gegrond. Wel is zeker dat er verder onderzoek hierna moeten worden gedaan. Personen met psychopathische persoonlijkheidstrekken kunnen zich immers beter hebben voorgedaan dan de werkelijkheid. Hiermee kan een vertekend beeld ontstaan, wat onder andere van invloed kan zijn op de risicotaxatie. De misclassificatie van faking draagt namelijk onberekenbare kosten met zich mee in de forensische sector. Onontdekte gevallen van faking kunnen een ravage aanrichten voor slachtoffers van ongestrafte misdaden (Rogers & Cruise, 1998), evenzo kan de veiligheid van de maatschappij hiermee in het geding zijn. Gezien de grote maatschappelijke impact wordt geadviseerd om - totdat verder onderzoek heeft uitgewezen wat de relatie tussen psychopathie en faking
good is en wat de validiteitschalen werkelijk meten - de voorkeur te geven aan door anderen
gerapporteerde psychopathie.
REFERENTIES
American Psychiatric Association. (1980). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (3rd ed.). Arlington, VA: Author.
Barbaree, H.E. (2005). Psychopathy, treatment behavior, and recidivism: An extended flow-up of Seto and Barbaree. Journal of Interpersonal Violence, 20, 1115-1130. doi: 10.1177/0886260505278262 Benning, S.D., Patrick, C.J., Hicks, B.M., Blonigen, D.M. & Krueger, R.F. (2003). Factor structure of the
Psychopathic Personality Inventory: Validity and implications for clinical assessment. Psychological
Assessment,15, 340-350. doi:10.1037/1040-3590.15.3.340.
Book, A.S., Holden, R.R., Starzyk, L.W. & Edwards, M.J. (2006). Psychopathic traits and experimentally induced deception in self-report assessment. Personality and Individual Differences, 41, 601-608. doi:10.1016/j.paid.2006.02.011
Checkley, H. (1941). The mask of sanity: An attempt to clarify some issues about the so called psychopathic personality. St. Louis, MO: Mosby.
Chen, P.Y. & Popovich, P.M. (2002). Correlation. Parametric and nonparametric measures. Thousand Oaks, CA: Sage
Edens, J.F., Buffington, J.K., Tomicic, T.L. & Riley, B.D. (2001). Effects of positive impression management on the Psychopathic Personality Inventory. Law and Human Behaviour, 25, 235-256. doi: 10.1023/A:1010793810896.
Edens, J.F., Hart, S.D., Johnson, D.W., Johnson, J.K. & Olver, M.E. (2000). Use of the Personality Assessment Inventory to assess psychopathy in offender populations. Psychological Assessment, 12, 132-139. doi: 10.1037//1040-3590.12.2.132
17 Personality Inventory-Revised: Preferential correlates of fearless dominance and self-centered impulsivity. Psychological Assessment, 22, 32–42. doi:10.1037/a0018220
Gonsalves, V.M., McLawsen, J.E., Huss, M.T. & Scalora, M.J. (2013). Factor structure and construct validity of the psychopathic personality inventory in a forensic sample. International Journal of Law
and Psychiatry, 36, 176-184. doi: 10.1016/j.ijlp.2013.01.010.
Hare, R.D. (1991, 2003). The Hare Psychopathic Checklist-Revised. Toronto, Canada: Multi-Health Systems. Hare, R. D. (1993). Without conscience: The disturbing world of the psychopaths among us. New York: Simon &
Schuster.
Hare, R. D. (1998). Psychopaths and their nature: Implications for the mental health and criminal justice systems. In T. Millon, E. Simonson, M. Burket-Smith, & R. Davis (Eds.), Psychopathy: Antisocial,
criminal, and violent behavior (pp. 188-212). New York, NY: Guilford Press.
Harpur, T.J., Hare, R.D. & Hakstian, A.R. (1989). Two-factor conceptualization of psychopathy: Construct validity and assessment implications. Psychological Assessment, 1, 6-17. doi: 10.1037/1040- 3590.1.1.6.
Harris, G. T., Rice, M. E. & Quinsey, V. L. (1993). Violent recidivism of mentally disordered offenders: The development of a statistical prediction instrument. Criminal Justice and Behavior, 20, 315-335. doi: 10.1177/0093854893020004001.
Hart, S.D., Hare, R.D. & Forth, A.E. (1994). Psychopathy as a risk marker for violence: Development and validation of a screening version of the Revised Psychopathy Checklist. In J. Monahan & H.J. Steadman (Eds.), Violence and mental disorder; Development in risk assessment (81-98). Chicago, IL: University of Chicago Press.
King, M.F. & Bruner, G.C. (2000). Social desirability bias: A neglected aspect of validity testing. Psychology
& Marketing, 79-103. doi: 10.1002/(SICI)1520-6793(200002)17:2<79::AID-MAR2>3.0.CO;2-0
Levenson, M. R., Kiehl, K. A. & Fitzpatrick, C. M. (1995). Assessing psychopathic attributes in a
noninstitutionalised population. Journal of Personality and Social Psychology, 68, 151-158. doi:10.1037/0022-3514.68.1.151
Lilienfeld, S.O. & Andrews, B.P. (1996). Development and Preliminary Validation of a Self-report Measure of Psychopathic Traits in Noncriminal Populations. Journal of Psychological Assessment, 66, 488-524. doi:10.1207/s15327752jpa6603_3
Lilienfeld, S.O. & Widows, M.R. (2005). Psychological Assessment Inventory-Revised (PPI-R). Lutz, FL: Psychological Assessment Resources.
MacNeil. B.M. & Holden, R.R. (2006). Psychopathy and the detection of faking on self-report inventories of personality. Personality and individual differences, 41, 641-651. doi:10.1016/j.paid.2006.03.004
McCrae, R.R. & Costa, P.T. (1983). Social desirability scales: More substance than style. Journal of
Consulting and Clinical Psychology, 51, 882-888. doi: 10.1037/0022-006X.51.6.882.
Meng, X.L., Rosenthal, R & Rubin, D.B. (1992). Comparing correlated correlation coefficients. Psychological Bulletin, 111, 172-175.
18 inconsistency scales: A comparison of two widely used measures. Behavioural Sciences & the Law, 30, 16-27. doi: 10.1002/bsl.1996
Ones, D.S., Viswesvaran, C. & Reiss, A.D. (1996). Role of social desirability in personality testing for personnel selection: The red herring. Journal of Applied Psychology, 660-679. doi:10.1037/0021- 9010.81.6.660
Paulhus, D.L. (1984). Two-component model of socially desirable responding. Journal of Personality and
Social Psychology, 46, 598-609. doi:10.1037/0022-3514.46.3.598.
Paulhus, D.L. (2002). Socially desirable responding: The evolution of a construct. In Braun, H.I. & Wiley, D.E. (Eds.), The role of constructs in psychological and educational measurement (49-69). Mahwah, NJ: Erlbaum.
Piedmont, R.L., McCrae, R.R., Riemann, R. & Angleitner, A. (2000). On the invalidity of validity scales: Evidence from self-reports and observer ratings in volunteer samples. Journal of Personality and
Social Psychology, 78, 582-593. doi: 10.1037//0022-3514.78.3.582.
Poythress, N.G., Lilienfeld, S.O., Skeem, J.L., Douglas, K.S., Edens, J.F., Epstein, M. & Patrick, C.J. (2010). Using the PCL-R to help estimate the validity of two self-report measures of psychopathy with offenders. Assessment, 17, 206-219. doi:10.1177/1073191109351715.
Quinsey, V. L., Harris, G. T., Rice, M. E., & Cormier, C. (2006). Violent offenders: Appraising and managing
risk (2nd ed.). Washington, DC: American Psychological Association.
Ray, J.V., Hall, J., Rivera-Hudson, N.R., Poythress, N.G., Lilienfeld, S.O. & Morano, M. (2013). The relation between self-reported psychopathic traits and distorted response styles: A meta- analytic review. Personality Disorders: Theory, Research, and Treatment, 4, 1-14. doi: 10.1037/a0026482. Rogers, R. & Cruise, K.R. (1998). Assessment of malingering with simulation designs: Threats to
external validity. Law and Human Behaviour, 22, 273-285. doi: 10.1023/A:1025702405865.
Uzieblo, K., Verschuere, B., Bussche van den, E. & Crombez, G. (2010). The validity of the Psychopathic Personality Inventory - Revised in a community sample. Assessment, 17, 334-346. doi: 10.1177/1073191109356544.
Vertommen, H., Verheul, R., de Ruiter, C., & Hildebrand, M. (2002). Hare’s Psychopathie Checklist:
Handleiding [Dutch version of the Hare Psychopathy Checklist–Revised: Manual]. Amsterdam,
Netherlands: Pearson.
Vitale, J.E., Smith, S.S., Brinkley, C.A. & Newman, J.P. (2002). The reliability and validity of the psychopathy checklist-revised in a sample of female offenders. Criminal Justice and Behavior, 202- 231. doi: 10.1177/0093854802029002005.
19
BIJLAGE I
Search Psychopathy and Faking Good
Databases
PsycINFO 200 results (April 4, 2014)
Medline 83 results (April 4, 2014)
ERIC 8 results (April 4, 2014)
Web of Science 163 results (April 4, 2014
Totaal 454 results (April 4, 2014)
Ontdubbelen (exact duplicates) 449 results (April 7, 2014) Ontdubbelen (close duplicates) 392 results (April 7, 2014)
Criteria scanning 2 results (April 11, 2014)
Google Scholar
Ontdubbelen en criteria scanning 1 results (April 11, 2014)
Aanvullend (uit referentielijsten)
Ontdubbelen en criteria scanning 6 results (April 11, 2014)
Totaal relevante studies 9 results (April 11, 2014)
PsycINFO
OvidSP
#1 Psychopathy
antisocial personality disorder/ OR psychopathy/ OR psychopath*.ti,ab,id,tm. OR antisocial behavior/ OR antisocial*.ti,ab,id,tm. OR PCL-R*.ti,ab,id,tm. OR PPI*.ti,ab,id,tm. OR lev#nson*.tm. OR LSRP*.ti,ab,id,tm. OR (aggressi* ADJ2 (questionnaire* OR scale* OR checklist* OR inventor* OR history)).ti,ab,id. OR agressi*.tm. OR (minnesota multiphasic personality inventory AND Pd).ti,ab,id,tm. OR (MMPI AND Pd).ti,ab,id,tm. OR (personality assessment inventory AND ANT).ti,ab,id,tm. OR (PAI AND ANT).ti,ab,id,tm. OR (sociali#ation scale and california psychological).ti,ab,id,tm. OR (CPI AND So).ti,ab,id,tm. OR IPAS.ti,ab,id,tm. OR LHA.ti,ab,id,tm.
20
#2 Faking Good
social desirability/ OR social* desirab*.ti,ab,id,tm. OR desir* respon*.ti,ab,id,tm. OR fak* good.ti,ab,id,tm. OR faking/ OR Unlikely Virtue*.ti,ab,id,tm. OR Virtuous Respon*.ti,ab,id,tm. OR validity scale*.ti,ab,id. OR BIDR.ti,ab,id,tm. OR marlowe-crowne.ti,ab,id,tm. OR crowne-marlowe.ti,ab,id,tm. OR MCSDS.ti,ab,id,tm. OR ((personality assessment inventory OR PAI) AND (impression management OR PIM)).ti,ab,id,tm. OR ((psychopathic personality inventory OR PPI) AND (UV OR VR)).ti,ab,id,tm. OR ((psychological inventory of crimin* thinking style* OR PICTS) AND (defens* OR Df)).ti,ab,id,tm.
Results: 10.461 (April 4, 2014)
1 AND 2 630 results (April 4, 2014)
Limit 3 to 2009 - .. 200 results (April 4, 2014)
Medline
Ovid MEDLINE(R) In-Process & Other Non-Indexed Citations and Ovid MEDLINE(R)
#1 Psychopathy
antisocial personality disorder/ OR psychopath*.ti,ab. OR antisocial*.ti,ab. OR PCL-R*.ti,ab. OR PPI*.ti,ab. OR LSRP*.ti,ab. OR (aggressi* ADJ2 (questionnaire* OR scale* OR checklist* OR inventor* OR history)).ti,ab. OR (minnesota multiphasic personality inventory AND pd).ti,ab. OR (MMPI AND Pd).ti,ab. OR (personality assessment inventory AND ANT).ti,ab. OR (PAI AND ANT).ti,ab. OR (sociali#ation scale and california psychological).ti,ab. OR (CPI AND So).ti,ab. OR IPAS.ti,ab. OR LHA.ti,ab.
Results: 55.330 (April 4, 2014)
#2 Faking good
social desirability/ OR social* desirab*.ti,ab. OR desir* respon*.ti,ab. OR fak* good.ti,ab. OR unlikely virtue*.ti,ab. OR virtuous respon*.ti,ab. OR validity scale*.ti,ab. OR BIDR.ti,ab. OR marlowe-crowne.ti,ab. OR crowne-marlowe.ti,ab. OR MCSDS.ti,ab. OR ((personality assessment inventory OR PAI) AND (impression management OR PIM)).ti,ab. OR ((psychopathic personality inventory OR PPI) AND (UV OR VR)).ti,ab. OR ((psychological inventory of crimin* thinking style* OR PICTS) AND (defens* OR Df)).ti,ab.
Results: 5.897 (April 4, 2014) 1 AND 2 294 results (April 4, 2014)
21
ERIC
OvidSP
#1 Psychopathy
psychopath*.ti,ab,id. OR antisocial behavior/ OR antisocial*.ti,ab,id. OR PCL-R*.ti,ab,id. OR PPI*.ti,ab,id. OR lev#nson*.id. OR LSRP*.ti,ab,id. OR (aggressi* ADJ2 (questionnaire* OR scale* OR checklist* OR inventor* OR history)).ti,ab. OR agressi*.id. OR (minnesota multiphasic personality inventory AND pd).ti,ab,id. OR (MMPI AND Pd).ti,ab,id. OR (personality assessment inventory AND ANT).ti,ab,id. OR (PAI AND ANT).ti,ab,id. OR (sociali#ation scale and california psychological).ti,ab,id. OR (CPI AND So).ti,ab,id. OR IPAS.ti,ab,id. OR LHA.ti,ab,id.
Results: 7.838 (April 4, 2014)
#2 Faking Good
social desirability/ OR social* desirab*.ti,ab,id. OR desir* respon*.ti,ab,id. OR fak* good.ti,ab,id. OR unlikely virtue*.ti,ab,id. OR virtuous respon*.ti,ab,id. OR validity scale*.ti,ab,id. OR BIDR.ti,ab,id. OR marlowe-crowne.ti,ab,id. OR crowne-marlowe.ti,ab,id. OR MCSDS.ti,ab,id. OR ((personality assessment inventory OR PAI) AND (impression management OR PIM)).ti,ab,id. OR ((psychopathic personality inventory OR PPI) AND (UV OR VR)).ti,ab,id. OR ((psychological inventory of crimin* thinking style* OR PICTS) AND (defens* OR Df)).ti,ab,id.
Results: 1.035 (April 4, 2014) 1 AND 2 43 results (April 4, 2014)
Limit 3 to 2009 - .. 8 results (April 4, 2014)
Web of Science
#1 Psychopathy
TS=("psychopath*" OR "antisocial*" OR "PCL-R*" OR "PPI*" OR "LSRP*" OR ("aggressi*" NEAR/2 ("questionnaire*" OR "scale*" OR "checklist*" OR "inventor*" OR "history")) OR "agressi*" OR ("minnesota multiphasic personality inventory" AND "pd") OR ("MMPI" AND Pd) OR ("personality assessment inventory" AND "ANT") OR ("PAI" AND "ANT") OR ("socialization scale and california psychological") OR ("CPI" AND "So") OR "IPAS" OR "LHA")
Results: 69,078 (April 4, 2014) #2 Faking good
TS=("social* desirab*" OR "desir* respon*" OR "fak* good" OR "unlikely virtue*" OR "virtuous respon*" OR "validity scale*" OR "BIDR" OR "marlowe-crowne" OR "crowne-marlowe" OR "MCSDS" OR (("personality assessment inventory" OR "PAI") AND ("impression management" OR "PIM")) OR
22 (("psychopathic personality inventory" OR "PPI") AND ("UV" OR "VR")) OR (("psychological inventory of crimin* thinking style*" OR "PICTS") AND ("defens*" OR "Df")))
Results: 5.394 (April 3, 2014)
1 AND 2 443 results (April 4, 2014)
Limit 3 to 2009 - .. 163 results (April 4, 2014) Google Scholar
Search words
((psychopath | antisocial | “aggression” | “minnesota” | “personality assessment inventory” | “forensic”) (“faking good” | “marlowe-crowne” | “Desirable Responding” | “criminal thinking”))
10.700 results (April 9, 2014)
Limit to 2009 - .. 4.420 results (April 9, 2014) Scanned the first 400 results (April 9, 2014)
Ontdubbelen en criteria scanning 1 results (April 11, 2014)
Aanvullend (uit referentielijsten)
Search door middel van referentielijst van bovenstaande results. Ontdubbelen en criteria scanning 6 results (April 11, 2014)
