Ontwikkeling van een empathieobservatie-instrument (22-1-28)

Inleiding

Personen die werken in het forensische psychiatrische werkveld in Nederland vinden het belangrijk om het ‘empathisch vermogen’ van tbs-gestelden te kunnen inschatten. Niemand operationaliseert of noemt het expliciet, maar in de praktijk ligt een inschatting van het empathisch vermogen van tbs-gestelden al jaren mede ten grondslag aan adviezen aan het ministerie van Justitie en de rechtbanken, zeker als het gaat om risicotaxatie. Het belang van een inschatting van empathie blijkt ook uit het gegeven dat een van de items van een risicotaxatie-instrument, de hkt-30, dat door het ministerie van Justitie is ontwikkeld, een inschatting van het empathisch vermogen van een tbs-gestelde meet (cifp, 2000). Ook bij het inschatten van de mogelijkheden voor behandeling speelt het ingeschatte empathisch vermogen een rol.

Onduidelijk is wat de diverse deskundigen precies verstaan onder het empathisch vermogen. Op welk concreet gedrag of op welke observaties is de inschatting daarvan gebaseerd? In de klinische praktijk bestaat redelijke consensus over het gegeven dat bij personen met een antisociale persoonlijkheidsstoornis (aps), en nog nadrukkelijker bij personen met psychopathie, het empathisch vermogen gering is of ontbreekt. In de dsm-iv staat bij de uitgebreide omschrijving van de antisociale persoonlijkheidsstoornis: ‘Het ontbreekt hun vaak aan empathie.’; apa, 1994, p. 647), terwijl in de Psychopathy Checklist-Revised (pcl-r; Hare, 1991) de mate van empathie als item is opgenomen. Uit meta-analyses naar voorspellers van recidive bij volwassen delinquenten (Gendreau, Goggin, & Little, 1996) en bij seksueel delinquenten (Hanson & Bussière, 1996, 1998), komt de antisociale persoonlijkheidsstoornis als belangrijke voorspeller naar voren. Personen met de classificatie aps zouden op een empathieschaal lager scoren dan gemiddeld, waardoor scores van deze groep als extern validatiecriterium zouden kunnen dienen.

In dit artikel beschrijven we de ontwikkeling van een empathieobservatie-instrument binnen het Forensisch Psychiatrisch Circuit van de ggz Eindhoven.

Empathie en het meten daarvan

Het begrip empathie is afgeleid van het Griekse em en patheia en betekent ‘in affect’ of ‘in gevoel’. Hoewel het begrip empathie regelmatig voorkomt, is een operationalisatie van het begrip geen gemakkelijke opgave. Dat komt doordat het een containerbegrip is, waaronder men meerdere zaken samenvat. Daardoor is een situatie ontstaan die Wiseman (1996, p. 1162) als volgt omschrijft: ‘Empathie is een veelgebruikte en veelbeschreven term (…) en zo zijn de betekenis en toepassing ervan vertroebeld.’ Van Dale omschrijft empathie als ‘het vermogen zich in te leven in de gevoelens van anderen’. Andere bronnen (Barratt-Lennard, 1962; Binder, 1999; Davis, 1980; Duan & Hill, 1996; Eslinger, 1998; Gould, 1990; Vanaerschot, 1999; Van Strien, 1999; Wiseman, 1996) citeren of hanteren weer iets andere omschrijvingen. Volgens alle gevonden omschrijvingen heeft empathie iets te maken met een of meer van de volgende drie kenmerken: het bewust zijn van, het kunnen inleven in en het kunnen meevoelen met andermans gevoelens. Dit zijn abstracte begrippen, die nadere invulling behoeven op observeerbaar gedragsniveau, om tot een binnen de tbs-klinieken bruikbaar empathieobservatie-instrument te kunnen komen.

De bestaande instrumenten om empathie te ‘meten’ kunnen in drie groepen worden verdeeld (Reynolds & Presley, 1988). De eerste groep betreft zelfbeoordeling (onder andere de La Monica Empathy Profile: La Monica, 1980a; Empathy Construct Rating Scale (ecrs): La Monica, 1980b, 1981; de Individual Reactivity Index (iri): Davis, 1980). De tweede groep betreft beoordeling door deskundigen, meestal een psychotherapeut (zoals Hogan Empathy Scale: Hogan, 1969; de Empathy Scale (therapist’s version): Burns & Auerbach, 1998; Scoringslijst: Van Strien, 1999). De derde groep bestaat uit beoordelingen door patiënten van hun behandelaar (empathiesubschaal van de Barratt-Lennard Relationship Inventory (blri): Barratt-Lennard, 1962; de Empathy Scale (patient’s version): Burns & Auerbach, 1998). De nadruk ligt bij empathiemeting op empathie in de therapeutische relatie. Zeker de client centered en analytische scholen beschouwen empathie als een noodzakelijke eigenschap van de therapeut. Vandaar dat bij hen empathie‘meting’ in het bijzonder betrekking heeft op het meten van therapeutempathie (Ickes, 1997; Vanaerschot, 1999; Van Strien, 1999).

De keuze voor een eigen observatie-instrument

Behandelaren van het Forensisch Psychiatrisch Circuit (fpc) beschouwden het ontbreken van een subschaal voor het meten van het empathisch vermogen van forensisch psychiatrische patiënten in de Behavioural Status Index (bsi) (Van Erven, 1999) als een tekortkoming. De bsi bestaat uit 120 items, verdeeld in vijf subschalen: risico, inzicht, communicatie en sociale vaardigheden, werk en ontspanningsactiviteiten, zelfverzorging en verzorging van het gezin.

De behoefte aan een empathiemeetinstrument, nieuwsgierigheid naar de invulling van het begrip empathie door deskundigen uit het veld én nieuwsgierigheid naar de overeenkomsten of verschillen tussen een zelfontwikkelde empathieschaal en bestaande empathieschalen, leidde ertoe een eigen instrument te ontwikkelen.

Na de keuze om zelf een instrument te ontwikkelen, moesten we nog een keuze maken tussen zelfbeoordeling of observatie door personeel. De keuze voor een eenvoudig te scoren, kort observatie-instrument waarmee personen die een patiënt goed kennen, in staat zijn zelf een betrouwbaar beeld te geven van het empathisch vermogen van die patiënt (Spil, 1999), lag om twee redenen het meest voor de hand. De eerste was dat voor veel patiënten die in het fpc en andere forensische instituten verblijven, zelfbeoordeling niet mogelijk is. De patiëntenpopulatie van het fpc komt bijvoorbeeld voor zestig procent uit een andere cultuur of een ander taalgebied, terwijl daarnaast rond de vijftig procent min of meer chronisch psychotisch is. Daarnaast was gebleken dat ook van patiënten die bereid en in staat waren mee te werken aan onderzoek, een aanzienlijk aantal bij herhaalde meting afhaakte.

De tweede reden was dat zelfbeoordeling zonder crossvalidatie door middel van observatie te veel methodologische beperkingen kent. Zo vroeg Cronbach (1968) eind jaren veertig al aandacht voor het zogenaamde hello-goodbye-effect, waarmee hij bedoelde dat antwoordpatronen van zelfbeoordelinglijsten verschillen, afhankelijk van of een persoon wel of geen behandeling wil ondergaan. Vertekening trad ook op als belangrijke sociale onderwerpen – zoals seksueel gedrag – aan de orde waren. Uit onderzoek van Brody (1995) en Lewontin (1995) bleek dat dit soort zelfbeoordelingsgegevens fundamenteel een vertekend beeld geven en niet-valide zijn, vooral door al dan niet opzettelijke misinterpretaties.

De invloed van sociale wenselijkheid en overheersende antwoordstijlen op zelfbeoordeling is uitgebreid beschreven. Uit een studie waarbij zelfbeoordeling van lengte en gewicht werd vergeleken met directe metingen, bleek bijvoorbeeld dat personen hun lengte over- en hun gewicht onderschatten (Hart & Tomazic, 1999). Dit type fouten is toe te schrijven aan de behoefte van mensen om zich lichamelijk zo goed mogelijk te presenteren. Een analogie met het rapporteren van psychisch functioneren ligt in de rede. Zo kan een forensisch psychiatrische patiënt zich, al dan niet opzettelijk, beter voordoen dan hij werkelijk is, bijvoorbeeld om zo snel mogelijk ontslag te krijgen. Daarnaast kunnen in de (forensische) psychiatrie de aard van de stoornis, het ontkennen van problemen en het ontbreken van inzicht in eigen problematiek ook leiden tot onbetrouwbare zelfrapportage.

Methode

Meetinstrument

Voor het ontwikkelen van een eerste onderzoeksversie van het instrument hebben we gebruikgemaakt van concept mapping. Concept mapping is een beproefde methode om evaluatiecriteria (Trochim, 1989; Derks & Mulder, 1993), behandelaanbod (Dienst Justitiële Inrichtingen, 1998), kwaliteitscriteria (Boevink & Wolf, 1998; Coumans et al., 1994) en kwaliteitsbeoordelinginstrumenten (Nijssen, Schene, & De Haan, 1999) te ontwikkelen of andere complexe problemen (De Boer, 1997) hanteerbaar in kaart te brengen. De concept mapping procedure werd als volgt doorlopen:

• Twaalf deskundigen (psychologen, psychiaters) uit het fpc en de rest van ggzEindhoven formuleerden tijdens een brainstormsessie in totaal 55 items, in antwoord op de vraag: ‘Concrete gedragingen die voor mij indicaties zijn voor het empathisch vermogen van iemand, zijn …’
• Tweeëntwintig psychologen en psychiaters (zes vrouwen, zestien mannen), eveneens afkomstig uit het fpc en de rest van ggzEindhoven, hebben deze items geselecteerd op volgorde van belangrijkheid en geclusterd.
• Het concept mapping-computerprogramma ‘Ariadne’ (Talcott/NcGv, 1995) berekende het gemiddelde belang per item én de clustering (puntenwolk). In deze puntenwolk konden acht clusters met meer dan één item worden onderscheiden.
• Op basis van de verdeling van items over de acht clusters én het belang van de items werden de dertig ‘belangrijkste’ items geselecteerd (tabel 1).
• Deze dertig items werden in een ‘bsi-format’ uitgewerkt (tabel 2), waarbij een nadere uitleg van de inhoud van het item en de vijf antwoordcategorieën werden geformuleerd. De antwoordmogelijkheden liepen van (dit gedrag, deze vaardigheid is) ‘niet aanwezig’ tot ‘volledig aanwezig’.
• De deskundigen vonden nu dat de items onvoldoende inzicht gaven in de ‘waarde’ van iemands empathisch vermogen. Men vond vooral dat gecorrigeerd moest worden voor de mogelijkheid dat iemand zich berekenend ‘empathisch’ gedraagt, zoals het geval kan zijn bij personen met aps of psychopathie. Volgens meerdere deskundigen bestaan er verschillen tussen aps en ‘psychopathie’, maar een gebrek aan empathie wordt bij beide genoemd (Hildebrand & De Ruiter, 1998). Daarom werd per vraag een extra antwoordcategorie toegevoegd: (A) geloofwaardig/ongeloofwaardig of berekenend.
• Daarnaast vond men het ook belangrijk om op te nemen of iemand (B) wel in staat/niet in staat werd geacht tot empathisch gedrag én of hij dat empathisch gedrag (C) uit zichzelf/met sturing vertoonde. Deze ‘ABC-items’ hebben steeds weer betrekking op de beoordeling van het empathisch vermogen bij elk van de dertig empathie-items.
• Door aan ieder van de dertig geselecteerde empathie-items de ABC-items toe te voegen, ontstond een experimenteel onderzoeksinstrument met 120 items.

Procedure

Aan behandelaren van drie Nederlandse forensisch psychiatrische instituten/tbs- en regionale klinische afdelingen binnen de ggz Eindhoven verzochten wij patiënten te ‘scoren’ op het empathieobservatie-instrument. Aan behandelaren van de ggz Eindhoven en studenten van de Universiteit Maastricht vroegen we personen uit hun omgeving zonder bekende psychiatrische voorgeschiedenis te scoren. Indien mogelijk moesten zij dezelfde persoon door twee beoordelaars laten scoren.

Proefpersonen

De experimentele empathielijst werd in totaal voor 172 personen ingevuld. Voor 118 van deze personen werd twee keer een lijst ingevuld, door onafhankelijke beoordelaars. De onderzoeksgroep van 172 personen was samengesteld uit: een controlegroep van 51 personen (26 vrouwen; 25 mannen zonder psychiatrische voorgeschiedenis), een groep van 24 psychiatrische, niet-forensische patiënten (13 vrouwen; 10 mannen, 1 onbekend) en een groep van 97 forensisch psychiatrische patiënten (6 vrouwen; 89 mannen; 2 onbekend). De gemiddelde leeftijd van beide psychiatrische onderzoeksgroepen lag lager dan die van de controlegroep. Van de controlegroep was 45 procent ouder dan 45 jaar. Voor de forensische groep was dat 16 procent, voor de groep psychiatrische patiënten 25 procent. De forensische groep was in hoofdzaak een ‘mannengroep’. Dit komt overeen met de totale forensische populatie in Nederland waarvan vrouwen rond de 5 procent uitmaken (per 01-07-2000 waren er 56 vrouwelijke tbs-gestelden op een totaal van 1061 (Van Emmerik, 2000)).

Resultaten

Eendimensionale basisconcepten

Allereerst gingen we voor de dertig empathie-items na tot hoeveel dimensies we het empathieconcept zouden kunnen reduceren. Uit de factoranalyse met principale componenten kwam naar voren dat het geconstrueerde empathieconcept in feite een eendimensionaal concept is. De eerste factor verklaart 56 procent van de variabiliteit, waarbij alle variabelen een positieve lading hebben op deze factor. Dus zijn ze qua richting (positief) allemaal consistent met de gevonden factor. De andere factoren vormen ongestructureerde ruis. Dit alles betekent dat ieder van de betrokken deskundigen een gelijksoortig idee had over welke observeerbare gedragingen een indicatie zijn voor empathisch vermogen.

Ook voor de variabelen A) geloofwaardig/ongeloofwaardig; B) wel in staat/niet in staat; C) uit zichzelf/met sturing, bleek dat het in dit onderzoek telkens ging om een eendimensionaal concept. De eerste factor bij de dichotomie ‘geloofwaardig/ongeloofwaardig’ verklaart 48 procent van de variabiliteit, waarbij geen enkele variabele die factor tegenwerkt. De eerste factor bij de dichotomieën ‘wel in staat/niet in staat’ en ‘uit zichzelf/met sturing’ verklaart respectievelijk 55 en 52 procent van de variabiliteit. Ook hier zijn er geen variabelen die deze eerste factor tegenwerken.

Interbeoordelaar-betrouwbaarheid

De interbeoordelaar-betrouwbaarheid van de dertig empathievragen werd voor de 118 personen die door twee beoordelaars werden gescoord, onderzocht met behulp van Kendall Tau b-correlatiecoëfficiënten. Daaruit bleek dat er voor alle vragen, behalve voor vraag 21 (p > .05), een significante overeenstemming bestond. Drieëntwintig items hadden een significantieniveau van p < .0001, terwijl dat voor de overige zes items lag op p < .01.

Voor de drie per item toegevoegde dichotomieën (ABC) bleek de interbeoordelaar-betrouwbaarheid voor 29 items niet significant. Onderzocht met de Fischer Exact Test bestond er voor ‘geloofwaardig/ongeloofwaardig’ geen significante overeenstemming voor tien van de dertig items. Bij ‘wel in staat/niet in staat’ gold dat voor vier van de dertig items en voor ‘uit zichzelf/met sturing’ voor vijf van de dertig items.

Omdat het belangrijk is dat scores op een observatie-instrument zo veel mogelijk onafhankelijk zijn van de beoordelaar, werd op grond van voorafgaande bevindingen besloten deze twintig items met een niet-significante interbeoordelaar-betrouwbaarheid niet meer te betrekken bij verdere analyses. Daardoor bleven er voor de navolgende analyses honderd items over.

Leeftijd, geslacht en groep

Vanwege de verschillen in leeftijd en in de verhouding vrouw-man tussen de drie onderzoeksgroepen, onderzochten we of een relatie bestond tussen leeftijd, geslacht en groep enerzijds en empathie zoals gerepresenteerd in de overgebleven honderd items, anderzijds. Gecorrigeerd voor ontbrekende observaties is dit gecontroleerd voor 167 personen. We valideerden in een model waarin de drie variabelen leeftijd, geslacht, groep en hun mogelijke interacties leeftijd-geslacht, leeftijd-groep en geslacht-groep voorkomen. Hiervoor gebruikten we de type iii-kwadratensom (alle zes modelcomponenten werden getoetst in een model waarin ze alle zes voorkwamen). Hieruit blijkt dat voor iedere paarsgewijze vergelijking alleen de overschrijdingskans voor de variabele groep significant is (0.0001). Leeftijd en geslacht hadden binnen de onderzochte groepen geen significante invloed op het empathisch vermogen.

Antisociale persoonlijkheidsstoornis en empathie

Voorzover wij weten zijn er geen statistische aanwijzingen voor de aanname dat personen met een classificatie aps laag scoren op empathie. Om na te gaan of binnen de onderzoeksgroep een dergelijk statistisch verband bestond, vroegen we aan de observatoren die hebben meegewerkt, op een apart formulier aan te kruisen of de beoordeelde persoon voldeed aan een of meer van de criteria van de antisociale persoonlijkheidsstoornis volgens de dsm-iv; apa, 1994). Hun werd niet gevraagd een classificatie te geven, noch werd begeleidende informatie verschaft over een mogelijk te verwachten verband tussen aps en empathie.

Deze aps-gegevens vergeleken we met de scores op de empathielijst, waarbij de te beantwoorden vraag was of er in het empathieconcept zoals dat verscholen zit in de honderd items, een concept schuilging dat gerelateerd was aan de criteria voor aps volgens de dsm-iv. Op de honderd empathievragen voerden we allereerst een ongeroteerde factoranalyse uit, omdat dat garandeert dat het primaire concept, in dit geval empathie, gerepresenteerd wordt in deze eerste factor. Alle elf dsm-variabelen aps correleerden significant met de eerste factor. Geen enkele dsm-variabele correleerde significant met de tweede of derde factor. Toetsing leidde tot een verwerping van de nulhypothese dat de concepten empathie en aps ongecorreleerd zijn.

Een canonieke correlatie (Manly, 1994) tussen de honderd empathievariabelen en de elf dsm-iv-variabelen leverde zeven onderling onafhankelijke, significant correlerende paren van vectoren op. De methoden van Wilk, Pillai, Hotelling-Lawley en Roy gaven eenzelfde uitkomst: empathie in deze steekproef is sterk gerelateerd aan de verzamelde elementen van een antisociale persoonlijkheidsstoornis.

Een verkorte empathieschaal met gelijke meetpretentie

Een empathieschaal met honderd items is te lang om als zesde subschaal toe te voegen aan de bestaande bsi-d (vijf subschalen met in totaal 120 items). Daarom werd een stapsgewijze regressieanalyse uitgevoerd, met het doel een kortere lijst te construeren die de in de oorspronkelijke lijst opgenomen concepten betrouwbaar representeert. Daarbij was het streven om met voldoende verklaarde variantie (+0,95), het aantal items zo laag mogelijk te houden. De hier geanalyseerde lijst van honderd variabelen bestaat uit 29 empathie-items en 71 letter-items: A) geloofwaardig/ongeloofwaardig; B) wel in staat/niet in staat; C) uit zichzelf/met sturing. Uit deze stapsgewijze regressieanalyse bleek dat bij stap zes 0,94 van de variantie wordt verklaard én alle vier aspecten uit de oorspronkelijke lijst aanwezig zijn. Van de zes items behoren vier tot de zogenaamde letter-items.

Door deze lijst van zes items hiërarchisch compleet te maken – dat wil zeggen de bij de letter-items horende empathie-items toevoegen, omdat anders het betreffende letter-item niet beantwoord kan worden – ontstond een lijst met tien items (tabel 3), die 0,95 van de variabiliteit verklaart.

Bij de constructie van deze nieuwe schaal werd geen onderscheid gemaakt tussen de groepen, maar is alleen uitgegaan van het empathieconcept. Het gemiddelde empathisch vermogen van de totale onderzochte groep biedt daarom geen bruikbaar criterium voor empathisch vermogen, omdat de groep forensische patiënten bijna 60 procent van het aantal gescoorde personen levert en de scores van deze groep op de empathieschaal significant lager liggen dan van de controlegroep. Daarom werd uitgegaan van een ‘normaal’ empathisch vermogen, zijnde het gemiddelde van de controlegroep.

Dan bleef nog het probleem dat niet alle items dezelfde scoringscategorieën hebben. De empathie-items werden gescoord op een vijfpuntsschaal, terwijl de letter-items dichotoom gescoord werden. Zonder aanpassing zouden hierdoor schaalscores ontstaan in decimalen. Om met gehele getallen te kunnen rekenen én te kunnen uitgaan van gemiddelde score (waarde 0) van de controlegroep, is de scoring van de empathieschaal als volgt aangepast:

Allereerst de som van de scores van de zes empathie-items, waardoor het ongecorrigeerde empathisch vermogen wordt weergegeven. Daarvan wordt als correctiefactor viermaal de som van de van de vier letter-items afgetrokken, omdat deze als het ware ‘andersom’ laden op de factor. Ten slotte moet van de voorgaande score nog zes als extra correctiefactor worden afgetrokken, om uit te komen op een gemiddelde van nul voor de controlegroep. Dit leverde een scheve verdeling op (figuur 1), waaruit duidelijk werd dat het empathisch vermogen van deze groep forensisch psychiatrische patiënten in de meeste gevallen lager tot beduidend lager is dan dat van de geobserveerde groep niet-forensische psychiatrische patiënten, en zeker lager dan dat van de geobserveerde groep niet-psychiatrische patiënten (controlegroep).

Figuur 1 Frequentieverdeling van de scores op de tien-item empathieschaal.

Beschouwing

Het doel was om een eigen, eenvoudig te scoren en kort empathieobservatie-instrument te ontwikkelen, dat een neerslag zou vormen van opvattingen over empathie van behandelaren uit het forensisch en psychiatrisch veld. Daarbij negeerden we bestaande empathie-instrumenten in eerste instantie bewust, om te voorkomen dat degenen die betrokken waren bij de ontwikkeling van het nieuwe instrument, zouden worden beïnvloed. Uiteindelijk ontstond in een aantal stappen een observatie-instrument met tien items, dat het empathisch vermogen ‘meet’ zoals dat werd geoperationaliseerd door deskundigen uit de (forensische) psychiatrie én dat duidelijk onderscheidde tussen de geobserveerde groep forensisch psychiatrische patiënten en de overige geobserveerde personen. Voor de forensische psychiatrie kan het toegevoegde waarde hebben ten opzichte van bestaande instrumenten, want er is geen enkel instrument dat correctie-items heeft opgenomen ten aanzien van geloofwaardigheid en vaardigheid. Dat is niet verwonderlijk, omdat bestaande schalen niet zijn ontworpen om ook nadrukkelijk binnen de forensische psychiatrie gebruikt te worden. Binnen de forensische psychiatrie acht men het van groot belang dat bij empathie rekening wordt gehouden met de ‘echtheid’ of de ‘intentie’ van het geobserveerde gedrag. Bij personen met een diagnose aps of psychopathie komt het voor dat het uiterlijk waarneembare gedrag helemaal overeenkomt met als empathisch beschouwd gedrag, echter de beweegredenen zijn primair het behalen van eigen gewin.

Daarnaast werd het van belang geacht om de vaardigheid vast te leggen, zowel met betrekking tot het al dan niet ontbreken daarvan, als met betrekking tot de mate waarin empathisch gedrag al dan niet spontaan wordt vertoond. In de discussie daarover kwam naar voren dat het belang vooral lag in behandelaspecten, omdat het in de praktijk voorkomt dat een patiënt de vaardigheid wel blijkt te bezitten, maar niet heeft geleerd wanneer die vaardigheid adequaat toe te passen. Het inschatten of iemand helemaal niet in staat is tot empathisch gedrag werd van belang geacht in relatie met het maximaal te behalen behandelresultaat en daaraan gekoppeld de mogelijke noodzaak tot langdurige, mogelijk zelfs levenslange tbs. Hierbij merken we op dat deze notie betreffende het belang van empathie vooral leeft bij de behandelverantwoordelijken in de praktijk, terwijl empathie uit meta-analyses naar recidive predictoren (Gendreau et al., 1996; Hanson & Bussière, 1996, 1998) niet prominent naar voren komt.

De gevonden resultaten zullen door verder onderzoek nader moeten worden onderbouwd. Zo zal de interbeoordelaar-betrouwbaarheid van het nieuwe instrument nader onderzocht moeten worden bij een grotere (representatieve) steekproef. Dan pas zal voldoende duidelijk worden of, en in hoeverre, de beoordeling van empathisch vermogen beoordelaar-afhankelijk is. Dit probleem haakt meteen aan bij het volgende probleem. Mede om anonimiteit te waarborgen, zijn slechts enkele globale gegevens verzameld over de beoordeelden en geen over de beoordelaars. Dat maakte onderlinge vergelijking slechts beperkt mogelijk. Daardoor kon ook niet worden nagegaan in hoeverre de steekproef representatief is voor de drie onderzochte groepen. Dat maakt dat nog niet duidelijk is of, en in hoeverre, de gevonden resultaten gegeneraliseerd mogen worden.

Voor een deel waren de beoordelaars dezelfde personen die door middel van concept mapping hadden meegeholpen bij de ontwikkeling van het instrument. Dat betekende dat een deel van de forensisch psychiatrische patiënten en de niet-forensisch psychiatrische patiënten door hen werden gescoord. Wat dit betekent voor de generaliseerbaarheid is onduidelijk. De correctie voor het door behandelaren meest belangrijk geachte element, de geloofwaardigheid/ongeloofwaardigheid, werd uiteindelijk beperkt tot één item. Met de huidige correctie hebben personen met aps niet de laagste scores. Dat zou kunnen betekenen dat zij toch een beperkt empathisch vermogen hebben óf dat de zwaarte van de correctie onvoldoende is. Verder onderzoek zal moeten uitwijzen of de differentiatie voldoende is of dat aanpassingen noodzakelijk zijn. Uit dat onderzoek zal ook moeten blijken of de correctie voor het niet hebben van de vaardigheid met drie items, nuttig is. In het bijzonder het wel of niet in staat zijn tot empathisch gedrag zou mogelijk voorafgaand aan het invullen van de lijst moeten geschieden. Een negatief antwoord maakt het invullen van de lijst feitelijk overbodig.

De invulling van concreet gedrag dat een indicatie vormt voor empathisch vermogen bleek in dit onderzoek door alle betrokken deskundigen uit de forensische en algemene psychiatrie op een soortgelijke wijze te worden gedaan. De gebruikte omschrijvingen vielen bij een uitgevoerde factoranalyse met principale componenten allemaal binnen dezelfde dimensie. Dat is binnen de sociale wetenschappen een zeldzame bevinding. Davis (1980, 1983) stelde dat al meer dan tweehonderd jaar ervan wordt uitgegaan dat empathie een multidimensionaal fenomeen is. Zijn Interpersonal Reactivity Index (iri), een zelfrapportage-instrument, bevat dan ook vier subschalen om individuele verschillen in empathie te meten, te weten: perspective-taking (pt), fantasy (fs), empathic concern (ec) en personal distress (pd). Deze verschillende dimensies werden in het onderhavige onderzoek, zoals gezegd, met factoranalyse niet gevonden. Dat zou kunnen betekenen dat de diverse verschillende interpersoonlijke representaties of belevingen van empathie geen verschil maken voor de waarneembare manifestaties van empathisch gedrag. Het kan ook te maken hebben met de groep deskundigen die de items voor het instrument hebben gegenereerd, namelijk in de (forensische) psychiatrie werkzame ervaren behandelaren. Deze deskundigen hebben vanwege het soort werk, regelmatig onderlinge contacten en een dergelijke, blijkbaar eenzelfde, invulling van gedrag dat zij empathisch vinden.

Of de nieuw ontwikkelde empathieschaal toegevoegde waarde heeft als voorspeller van recidiverisico kon nog niet worden vastgesteld. Daarvoor zal het in de toekomst noodzakelijk zijn onder andere de scores op deze schaal te correleren aan daadwerkelijk vastgestelde recidive.

De nieuwe schaal kan een aanvulling leveren voor het subjectieve klinische oordeel van de behandelaar of het team, dat veelal niet of nauwelijks blijkt te correleren met werkelijke recidive (Hanson & Bussière, 1998). Dit subjectieve oordeel is momenteel vrijwel altijd de enige maat voor het empathisch vermogen en dit oordeel blijft meestal impliciet. Daarom heeft het systematisch, betrouwbaar en objectiever, met een handzaam observatie-instrument in kaart brengen van het empathisch vermogen van forensisch psychiatrische patiënten naar verwachting een duidelijke meerwaarde.