Einleitung
Die Einschätzung der Rückfallrisiken erneuter schwerer Delikte ist eine zentrale Aufgabe forensischer Sachverständigentätigkeit von Psycholog:innen im Jugendstrafvollzug. Allgemein umfasst das Jugendgerichtsgesetz (JGG) zwar im Vergleich zum erwachsenen Strafrecht (StGB) weniger obligatorische Anlässe zur Einholung von Prognosegutachten (z. B. bei der Aussetzung des Strafrestes zur Bewährung, § 88 JGG und § 57 StGB in Verbindung mit § 454 Strafprozessordnung). Aber gerade für junge Straftäter sind valide Kriminalprognosen von besonderer Bedeutung, da sie geeignete Maßnahmen und Interventionen zielgerecht steuern und dadurch frühzeitig zur Verringerung persönlicher, sozialer und ökonomischer Kosten einer drohenden langfristig persistierenden Delinquenz beitragen sollen (Cohen et al. 2010). Bei Jugendlichen und Heranwachsenden stehen Prognosen jedoch u. a. vor der Herausforderung, Täter mit der Erwartung einer auf die Jugendzeit begrenzten delinquenten Lebensphase – die also auch ohne intensive Interventionen mit Eintritt ins Erwachsenenalter delinquente Verhaltensweisen beenden („adolescence limited offender“; vgl. Moffitt 1993) – von Tätern mit drohender persistierender Straftäterkarriere („life course persistent offender“) zu einem Zeitpunkt zu differenzieren, bevor sich die Entwicklungspfade getrennt haben. Weiterhin ist die Jugendzeit eine Phase des physischen, psychischen sowie sozialen Wandels und viele der jungen Menschen sind noch auf der Suche nach einem passenden Lebensplan (Havighurst 1953; Hurrelmann und Quenzel 2016). Nicht zuletzt ist die Aussagekraft von empirisch bewährten Risikofaktoren (Bonta und Andrews 2017), wie eine dissoziale Persönlichkeit oder eine Vorgeschichte antisozialen und delinquenten Verhaltens, bei Jugendlichen und Heranwachsenden durch das junge Lebensalter eingeschränkt. Die Frage, ob und wie zuverlässig die Prognose bei Jugendlichen und Heranwachsenden gelingt, ist Gegenstand der vorliegenden Arbeit.
Prinzipiell stehen hierfür zwei wissenschaftstheoretisch begründete methodische Zugänge zur Verfügung: Der statistisch-nomothetische und der klinisch-idiographische Ansatz. Beide Methoden sind zunächst von intuitiven, also subjektiven und erfahrungsbasierten Einschätzungen abzugrenzen. Eine breite Studienlage zeigt, dass klinisch-intuitive Prognosen im Vergleich zu Einschätzungen, die einem standardisierten oder strukturierten Vorgehen folgen, schlechtere Gütewerte erzielen (z. B. Ægisdóttir et al. 2006; Grove et al. 2000; Hanson und Morton-Bourgon 2009).
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Statistisch-nomothetische Prognose
Nomothetische Methoden zeichnen sich durch ihren Bezug auf empirisches Erfahrungswissen und ein regelgeleitetes bzw. an vorgegebenen Kriterien orientiertes Vorgehen aus. Diese steuern dabei die Auswahl und Erfassung der benötigten Informationen sowie deren Verrechnung zu einem Risikoscore. Dieser Risikoscore wird dann auf der Grundlage von Referenzgruppen mit bekannten Rückfallquoten mit der Wahrscheinlichkeit eines Rückfalls des zu beurteilenden Täters in Verbindung gesetzt (Dawes et al. 1989; Meehl 1954). Diesem Ansatz folgend wurde in den letzten Jahrzehnten eine Vielzahl von strukturierten und standardisierten Prognoseinstrumenten entwickelt, die sich hinsichtlich ihrer Entwicklung, Zielsetzung und Item-Komposition in mehrere Generationen1 einteilen lassen (Bonta und Andrews 2017).
Einige relativ einfache Instrumente beschränken sich auf die Abschätzung des statistischen Ausgangsrisikos. Instrumente der sog. zweiten Generation umfassen mehrheitlich statische Risikofaktoren, die keine theoretische Basis haben. Diese werden rein kriteriumsbezogen (z. B. Rückfall) nach der bloßen Maßgabe gruppenstatistischer Durchschnittszusammenhänge zwischen Tat- und Tätermerkmalen einerseits und der Rückfallwahrscheinlichkeit andererseits entwickelt. Die kriteriumsbezogene Differenzierung der Täter erfolgt daher meist auf der Grundlage einiger weniger prognostisch bedeutsamer demografischer Eckdaten und einiger Merkmale der strafrechtlichen Vorgeschichte. Einige Verfahren verrechnen diese Informationen dabei unmittelbar zu einer Rückfallwahrscheinlichkeitsschätzung (z. B. Offender Group Reconviction Scale Version 3 [OGRS3]; dt. Version: Breiling et al. 2022; Howard et al. 2009), die meisten beschränken sich jedoch auf eine einfache Aufsummierung (z. B. Risk Matrix 2000; Thornton et al. 2003) oder eine gewichtete Verrechnung (z. B. Violence Risk Appraisal Guide [VRAG]; Harris et al. 1993; dt. Version: Rossegger et al. 2009) der im Einzelfall festgestellten Risikomerkmale zu einem Risikoscore. Momentan sind den Autoren keine Verfahren der zweiten Generation, welche explizit für jugendliche Straftäter als Zielgruppe entwickelt wurden, bekannt.
Instrumenten der dritten Generation geht es darum festzustellen, ob im vorliegenden Fall komplexere kriminogene Risikofaktoren kumulieren und in welchem Ausmaß den Risiken Schutzfaktoren gegenüberstehen. Sie beziehen zumeist sowohl statische als auch dynamische (also potenziell veränderbare) Risiko- und Schutzfaktoren mit ein und wurden für verschiedene Zwecke und Zielgruppen, so auch für jugendliche Straftäter, entwickelt. Eines der verbreitetsten Verfahren dieser Art ist das Level of Service Inventory – Revised (LSI‑R; Andrews und Bonta 1995; dt. Version: Dahle et al. 2012), das sich in vielen Untersuchungen als valides Verfahren zur allgemeinen Rückfallvorhersage erwiesen hat. Mit dem Youth Level of Service/Case Management Inventory (YLS/CMI; Hoge und Andrews 2002) liegt hierfür auch eine speziell für jugendliche Straftäter adaptierte Version vor, die bislang aber noch nicht offiziell ins Deutsche übersetzt wurde2.
Neben den Verfahren der dritten Generation sind hier auch Instrumente zur strukturiert-professionellen Risikobeurteilung („structured professional judgement“, SPJ), die häufig mehr oder weniger umfangreiche Sammlungen empirisch belegter Risiko- und Schutzfaktoren enthalten, zu nennen. In Abgrenzung zum eigentlichen nomothetischen Ansatz werden die Faktoren beim SPJ jedoch nicht zu einer quantifizierten Risikoeinschätzung verrechnet, sondern sollen die individuelle Fallbeurteilung durch die systematische Vorgabe von bewährten und potenziell relevanten Beurteilungskriterien strukturieren (Hart und Logan 2011). Insofern erhebt der SPJ-Ansatz den Anspruch, eine Brücke zwischen dem nomothetischen und einem einzelfallbezogenen Ansatz zu schlagen. Werden die in den Instrumenten aufgeführten Risiko- und Schutzfaktoren zu einem Gesamtscore aufsummiert (wie in der vorliegenden Arbeit der Fall), können diese Verfahren jedoch den statistisch-nomothetischen Methoden angenähert werden, indem die prognostische Validität dieses Scores untersucht und ggf. entsprechende Risikolevel entwickelt werden („mechanical method“; Hanson und Morton-Bourgon 2009). Studien deuten darauf hin, dass ein solcher aktuarischer Gebrauch dem Vorgehen nach SPJ überlegen ist (Challinor et al. 2021).
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Das Historical-Clinical-Risk-Management-20-Schema (dt. Version: Müller-Isberner et al. 1998; HCR-20; Webster et al. 1997) ist ein solches SPJ-Instrument zur Vorhersage zukünftiger Gewalttaten, das insbesondere in seiner Version 2 umfassend untersucht wurde (Douglas et al. 2014). Mit dem Structured Assessment of Violence Risk in Youth (SAVRY; Borum et al. 2003; dt. Version: Rieger et al. 2006) existiert ein ähnlich aufgebautes SPJ-Verfahren zur Beurteilung des Gewaltrisikos speziell bei Jugendlichen. Demgegenüber zielt das Structured Assessment of Protective Factors for violence risk (dt. Version: Spehr und Briken 2010; SAPROF; de Vogel et al. 2007) als SPJ-Verfahren auf die strukturierte Erfassung protektiver Faktoren bei Personen ab, die ein Risiko für gewalttätiges Verhalten aufweisen. Auch dieses Verfahren liegt in einer Jugendversion vor (dt. Version: Spehr und Boonmann 2018; SAPROF-YV; de Vries Robbé et al. 2014).
Bei schweren Gewalttaten und einer biographisch erkennbaren, anhaltend dissozialen Lebensführung geht es auch um die gezielte Prüfung einer möglichen Zugehörigkeit zu einer bekannten Hochrisikogruppe. Bei Gewaltstraftätern bietet sich hier die Prüfung psychopathischer Persönlichkeitsmerkmale mittels der Psychopathy Checklist – Revised an (PCL‑R; Hare 2003; dt. Version: Mokros et al. 2017), da höhere PCL-R-Werte mit einer erhöhten Gefährlichkeit und Gewaltbereitschaft assoziiert sind (Gillespie et al. 2023; Salekin et al. 1996). Auch dieses Verfahren liegt in einer Version für jugendliche Probanden vor (PCL:YV; Forth et al. 2003; dt. Version: Sevecke und Krischer 2014). Es gilt zu beachten, dass es sich, streng genommen, um kein Prognoseinstrument handelt, sondern ein Instrument zur Erfassung eines klinischen Konstrukts (Mokros et al. 2017).
Zahlreiche Metaanalysen unterstreichen die prädiktive Validität dieser Prognoseinstrumente in erwachsenen (Campbell et al. 2009; Coid et al. 2013; Fazel et al. 2022; Helmus et al. 2013; Olver et al. 2014; Olver und Wong 2015; Walters 2006; Yang et al. 2010) und etwas seltener in jugendlichen Stichproben (Dickens und O’Shea 2018; Edens et al. 2007; Olver et al. 2009; Schwalbe 2007). Diese Metaanalysen weisen zum einen darauf hin, dass sich die Vorhersagegenauigkeit der verschiedenen Arten bzw. Generationen von Prognoseinstrumenten kaum unterscheidet und meist im Bereich von AUC3 = 0,67–0,75 liegt (Dahle und Lehmann 2023). Wenn es nur um die Vorhersage zukünftiger Rückfälligkeit geht, scheinen die Instrumente im Wesentlichen austauschbar zu sein (Yang et al. 2010). Zum anderen zeigen sie, dass die Vorhersagegenauigkeit von Prognoseinstrumenten für Jugendliche mit der von Erwachsenen vergleichbar ist. Mit Blick auf junge Menschen, die Straftaten begangen haben, untersuchte beispielsweise Schwalbe (2007) in seiner Metaanalyse 28 Prognoseinstrumente (z. B. YLS/CMI und PCL:YV) in 28 unabhängigen Studien mit 53.405 jungen Straftätern und Straftäterinnen und fand einen mittleren Zusammenhang mit Rückfälligkeit (AUC = 0,64, 95 %-Konfidenzintervall [0,56, 0,73]; YLS/CMI: AUC = 0,64 [0,51, 0,78] und PCL:YV: AUC = 0,70 [0,49, 0,90]). Olver et al. (2009) berichten für 8746 jungen Straftäter und Straftäterinnen aus 42 unabhängigen Studien einen der Größe nach vergleichbaren Zusammenhang für die Instrumente YLS/CMI, PCL:YV und SAVRY mit allgemeiner Rückfälligkeit (AUC ≅ 0,68, AUC ≅ 0,66 bzw. AUC ≅ 0,68) 4 und Gewaltrückfällen (AUC ≅ 0,65, AUC ≅ 0,64 bzw. AUC ≅ 0,67).
Die bisherige Forschung hat in jugendlichen Stichproben in der Regel die altersspezifischen Varianten untersucht. Seltener wurde die prognostische Güte der Erwachsenenvarianten in jugendlichen Stichproben untersucht (bzw. beide Varianten in diesen Stichproben verglichen). Diese Fragestellung ist nicht trivial. Von allen in Deutschland zu einer Jugendstrafe verurteilten männlichen Strafgefangenen waren 2020 lediglich 10,8 % jünger als 18 Jahre (Statistisches Bundesamt 2020). Die überwiegende Mehrheit war zwischen 18 und 21 Jahre (45,5 %) oder älter als 21 Jahre (43,7 %). Unter anderem angesichts der begrenzten Ressourcen im Jugendstrafvollzug stellt sich die Frage, inwieweit sich der Einsatz (und der damit verbundene Aufwand, z. B. Schulungen) der jugendspezifischen Versionen bei diesem vergleichsweisen geringen Anteil an Strafgefangenen überhaupt „lohnt“5. Hinzu kommt, dass für einige Jugendinstrumente noch keine für den deutschen Sprachraum normierten und validierten Übersetzungen vorliegen (z. B. YLS/CMI). Eine vergleichbare Vorhersagegenauigkeit würde den (nichtvorgesehenen) Einsatz der Erwachsenenversion (z. B. LSI-R) zumindest für prognostische Zwecke auch bei Jugendlichen stützen. Die empirische Überprüfung dieser Frage ist ein Ziel der vorliegenden Arbeit.
Klinisch-idiographische Prognose
Mittels der systematischen Bezugnahme auf empirisches Erfahrungswissen ist eine wissenschaftlich fundierte Einschätzung des Ausgangsniveaus der Rückfallrisiken, auf dem sich der Proband bewegt, möglich. Da sich jedoch im deutschen Strafrechtssystem eine „allein abstrakte, auf statistische Wahrscheinlichkeiten gestützte Prognose verbietet“ (Boetticher et al. 2019, S. 312) und vielmehr eine dezidierte Einzelfallbetrachtung gefordert wird, muss die Risikoprognose mittels eines idiographischen Ansatzes erfolgen (Dahle und Lehmann 2018). Diese Individualisierung zu gewährleisten, beansprucht der oben genannte SPJ-Ansatz für sich (Hart und Logan 2011). Befürworter und Kritiker betonen bei der Vorhersagegenauigkeit die Gleichwertigkeit (z. B. Douglas und Otto 2020) bzw. Unterlegenheit des SPJ-Ansatzes gegenüber standardisierten Instrumenten (z. B. Hanson und Morton-Bourgon 2009). Fest steht indes, dass die alleinige Verwendung der SPJ-Instrumente die gesetzliche Forderung nach einer streng einzelfallbasierten Beurteilung nicht erfüllen kann. Mit dem Prozessmodell zur Urteilsbildung in der klinisch-idiographischen Kriminalprognose von Dahle (2005) wurde ein Modell entwickelt, welches eine konsequente idiographische Ausrichtung für sich beansprucht und im Fokus der vorliegenden Arbeit steht.
Das Prozessmodell der kriminalprognostischen Urteilsbildung von Dahle (2005) geht zwar wie der statistisch-nomothetische und der SPJ-Ansatz ebenfalls regelgeleitet vor (im Gegensatz zu einem unstrukturiert-intuitiven Vorgehen), orientiert sich aber bei der Auswahl und Verknüpfung diagnostischer Daten zunächst streng an den spezifischen Gegebenheiten des Einzelfalls. Der prognostische Beurteilungsprozess wird hier v. a. durch die Definition diagnostischer Teilaufgaben, Leitlinien, Prinzipien und Zielvorgaben strukturiert und durch Kontrollprozeduren abgesichert. Ziel des klinisch-idiographischen Ansatzes ist die Begründung einer individuellen Delinquenztheorie (im Sinne eines Systems der spezifisch relevanten Delikthypothesen), die eine psychologische Erklärung für die Entwicklung und Dynamik eines Anlasstatgeschehens und seiner Vorgeschichte bietet und sich auf biographische Fakten und die Analyse der Anlasstat stützt. Die eigentliche kriminalprognostische Einschätzung besteht dann in der Fortschreibung dieses Delinquenzmodells unter Berücksichtigung etwaiger seit der Anlasstat eingetretener Veränderungsprozesse individueller kriminogener und potenziell protektiver Faktoren sowie der zu erwartenden Lebenssituation bei Entlassung. Mit dem klinisch-idiographischen Prozessmodell liegt insoweit ein methodisch ausgearbeitetes Konzept für das Vorgehen einer streng individualisierten Fallbetrachtung vor, das den Anspruch erhebt, ein allgemeines (also nicht auf bestimmte Täter- oder Altersgruppen beschränktes) Vorgehen bei der idiographischen Einschätzung der individuellen Rückfallwahrscheinlichkeit von Straftätern zu beschreiben. Auf die Beschreibung dieses Ansatzes soll hier nicht näher eingegangen werden, er ist jedoch an anderer Stelle ausführlich dargestellt worden (Dahle 2005; Dahle und Lehmann 2018, 2023).
Untersuchungen zur prognostischen Validität des klinisch-idiographischen Prozessmodells zeigten vielversprechende Ergebnisse in einer unselektierten Stichprobe des deutsches Strafvollzugs (Dahle 2005) und bei Gewalt- und Sexualstraftätern (Dahle und Lehmann 2018). Beispielsweise weisen die Ergebnisse von Dahle und Lehmann (2018) auf einen starken (und den meisten untersuchten Prognoseinstrumenten überlegenen) Effekt der klinisch-idiographischen Prognose zur Vorhersage allgemeiner und einschlägiger Rückfälligkeit mit Gewalt- und Sexualdelikten hin (jeweils AUC ≅ 0,70; Dahle und Lehmann 2018).
Integration des statistisch-nomothetischen und klinisch-idiographischen Ansatzes
Beide Ansätze haben methodenimmanente Vor- und Nachteile, die an anderer Stelle ausführlich besprochen wurden (z. B. Dahle und Lehmann 2023). Zentrale Vorteile des statistisch-nomothetischen Vorgehens sind die systematische Bezugnahme auf empirisches Erfahrungswissen, der hohe Standardisierungsgrad und die Nachvollziehbarkeit. Der größte Nachteil besteht darin, dass statistisch-nomothetische Methoden die Besonderheiten und Unterschiede zwischen einzelnen Personen nicht berücksichtigen (können). Die gesetzliche Forderung nach einem streng einzelfallbasierten Vorgehen wird letztlich nur durch eine klinisch-idiographische Prognose erfüllt, was insoweit der wichtigste Vorteil dieses Vorgehens ist. Allerdings hat der idiographische Ansatz auch Nachteile, z. B. das offensichtliche Problem der Komplexität der Urteilsbildung und die damit einhergehenden hohen Anforderungen an den Anwender. Um die Stärken beider Ansätze zu nutzen und die Schwächen zu reduzieren, sollten für Prognosen im strafrechtlichen Kontext idealerweise beide wissenschaftlichen Ansätze genutzt werden (Dahle 2005).
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Es wurden verschiedene Vorschläge zur Integration des nomothetischen und idiographischen Ansatzes, die sich mitunter im Verständnis eines idiographischen Vorgehens unterscheiden, gemacht. So liegen mittlerweile einige Studien zur international häufig als „clinical override“ diskutierten Korrekturprozedur vor. Dabei handelt es sich um eine nachträgliche Anpassung eines mit einem standardisierten Prognoseinstrument ermittelten Risikolevels, die in einigen Instrumenten vorgesehen ist (z. B. in den LS-Instrumenten). Dieses zumeist klinisch-intuitive Vorgehen (1. Generation) führt allerdings zu keiner Verbesserung, sondern eher zu einer Verschlechterung der Prognosegüte von Prognoseinstrumenten (z. B. Hanson und Morton-Bourgon 2009; Orton et al. 2021). Ein weiterer Vorschlag betrifft die kombinierte Anwendung von standardisierten und strukturiert-professionellen Einschätzungen (Singer et al. 2017). In einer neueren Studie wurde eine Verbesserung der Vorhersagegenauigkeit durch die Kombination von standardisierten Instrumenten und SPJ-Instrumenten6 festgestellt (Wertz et al. 2023). Es sind weitere Untersuchungen erforderlich, um zu überprüfen, ob die Vorhersagegenauigkeit durch die Kombination tatsächlich verbessert werden kann. Mit Blick auf die oben beschriebene klinisch-idiographische Prognose ist schließlich die integrative Beurteilung von Dahle (2005) zu erwähnen. In der Untersuchung von Dahle und Lehmann (2018) zeigte die klinisch-idiographische Prognose inkrementelle Validität in Ergänzung zu den untersuchten standardisierten Prognoseinstrumenten (Dahle und Lehmann 2018). Die Ergebnisse sprechen dafür, dass die Integration beider Ansätze einen Zugewinn an Prognosezuverlässigkeit ergeben kann (zumindest, wenn die idiographische Einschätzung einem strukturierten Vorgehen folgt). Für jugendliche und heranwachsende Gewalt- und Sexualstraftäter im Jugendstrafvollzug steht dieser Beleg noch aus und ist Gegenstand der vorliegenden Arbeit.
Ziel der Studie
Die vorliegende Studie verfolgte zwei Hauptziele. Zum einen sollte die prädiktive Validität standardisierter Instrumente und klinisch-idiographischer Prognosen bei jugendlichen und heranwachsenden Straftätern untersucht werden. In Übereinstimmung mit der breiten internationalen Studienlage wurde erwartet, dass beide untersuchten Methoden eine signifikante Diskriminationsfähigkeit zwischen Rückfälligen und Nichtrückfälligen aufweisen. Darüber hinaus wurde den spezifischen Fragen nachgegangen, (a) ob sich die verwandten Instrumente mit Erwachsenen- und Jugendversion in ihrer prädiktiven Validität unterscheiden, und (b) ob klinisch-idiographische Prognosen den standardisierten Instrumenten überlegen sind. Zu (a) wurde erwartet, dass sich die prädiktive Validität nicht unterscheidet, da in Metaanalysen vergleichbare Effektstärken für die Jugend- und Erwachseneninstrumente berichtet werden. Zu (b) wurde in Übereinstimmung mit Dahle und Lehmann (2018) erwartet, dass die idiographische Prognose den einzelnen Prognoseinstrumenten überlegen ist.
Das zweite Ziel der vorliegenden Studie war es, den möglichen inkrementellen Gewinn an Prognosegenauigkeit und -zuverlässigkeit zu untersuchen, wenn die standardisierten Prognoseinstrumente durch den klinisch-idiographischen Ansatz ergänzt wird. In Anlehnung an Dahle und Lehmann (2018) wurde erwartet, dass der Mehraufwand einer sorgfältigen idiographischen Fallbeurteilung auch bei jugendlichen und heranwachsenden Straftätern nicht nur rechtlich geboten, sondern auch inhaltlich sinnvoll und praktisch gewinnbringend ist.
Methoden
Stichprobe
Die Stichprobe umfasst ehemalige männliche Inhaftierte der Jugendstrafanstalt Berlin der Entlassungsjahrgänge 1998–2002. Einbezogen wurden alle Inhaftierten mit Sexual- und Tötungsdelikten und eine Zufallsstichprobe von Inhaftierten mit schweren Gewaltdelikten (Jugendstrafe > 2 Jahre). Von ursprünglich 269 infrage kommenden Probanden konnten 261 in die Studie aufgenommen werden (3 Probanden waren nach der Haftentlassung verstorben, 2 ins Ausland verzogen und 3 weitere waren unbekannt verzogen). Von diesen 261 auswertbaren Fällen wurden 152 Probanden vollständig prognostisch beurteilt und in die vorliegende Studie einbezogen.
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Zu Beginn der Inhaftierung lag das Alter der Stichprobe zwischen 14 und 24 Jahren (M = 18,27, SD ± 1,78; n = 48 waren jünger als 18 Jahre), zum Zeitpunkt der Entlassung zwischen 16 und 29 Jahre (M = 21,82, SD ± 2,48; n = 8 < 18 Jahre). 83 % der Probanden wiesen bis zu 15 Vorstrafen auf (M = 3,43, SD ± 2,96). Die Hälfte (51 %) verbüßte ihre Haftstrafe aufgrund von (versuchten) Tötungsdelikten (davon 51 % Totschlag, 39 % Mord, 9 % Körperverletzung mit Todesfolge und 1 % Totschlag im Vollrausch), rund 30 % aufgrund von Sexualdelikten (davon 84 % sexuelle Nötigung und Vergewaltigung, 2 % sexueller Missbrauch und 14 % beides) und die übrigen aufgrund von sonstigen Gewaltdelikten (davon 54,3 % Körperverletzungsdelikte, 38,3 % Raubdelikte und 7,4 % Brandstiftung). Die Probanden wurden zwischen 1998 und 2002 (in Einzelfällen wegen Verfahrensbesonderheiten 2004) aus der Indexhaft entlassen (43 % nach Strafende, 56 % vorzeitig gemäß § 88 JGG sowie ein Proband nach Betäubungsmittelrecht). Die tatsächlich verbüßte Haftstrafe lag zwischen 11 und 119 Monaten (M = 41,57, SD ± 35,50).
Die Beobachtungszeit nach der Entlassung bis zur Einsichtnahme in das Bundeszentralregister (BZR) betrug zwischen 5 und 15 Jahre (M = 8,70, SD ± 2,30). In der vorliegenden Studie wird einheitlich auf einen fixierten 3‑jährigen Beobachtungszeitraum7 zurückgegriffen, da innerhalb dieses Zeitraums ein Großteil von Rückfällen beobachtet wird (Jehle et al. 2020). In diesem Zeitraum wurden für insgesamt 63 % der Probanden (n = 95) neue Einträge aufgrund rechtskräftiger Neuverurteilungen registriert, 30 % (n = 46) verbüßten während dieser Beobachtungszeit erneute Haftstrafen, und 15 % (n = 23) wurden wegen erneuter gravierender (Freiheitsstrafe > 2 Jahre) Gewalt- oder Sexualstraftaten verurteilt (davon nur 2 mit einem Sexualdelikt). Diese Rückfallraten liegen etwas über dem bundesweiten Schnitt, was angesichts der Stichprobenselektion schwerer Anlassdelikte in der vorliegenden Studie zu erwarten war (z. B. 41 % von 5298 aus dem Jugendstrafvollzug entlassenen Personen wurden innerhalb von 3 Jahren erneut verurteilt; Jehle et al. 2020). Die Teilgruppe der Probanden mit Raub- und Körperverletzungsdelikten wurde häufiger als jene mit Sexual- oder Tötungsdelikten zu erneuten Haftstrafen (χ2 (2) = 6,95, p < 0,05) und wegen gravierender Delikte verurteilt (χ2 (2) = 6,63, p < .05), keine Unterschiede ergaben sich bei den allgemeinen Neuverurteilungen (χ2 (2) = 2,52, p = n. s.).
Datenerhebungen
Es handelt sich um eine umfangreiche durch die Deutsche Forschungsgemeinschaft geförderte retrospektive Untersuchung, von der hier nur relevante Auszüge des methodischen Vorgehens berichtet werden8. Datengrundlage der vorliegenden Studie bildete die vollständige Ermittlungs- und Gefangenenpersonalakte, die zunächst mittels eines 27-seitigen strukturierten Erhebungsbogens durch Projektmitarbeiter:innen und geschulte Studierende ausgewertet wurde. Der Erhebungsbogen hat sich in früheren Studien als reliabel erwiesen (Dahle 2005; Dahle und Lehmann 2018). Ferner verfassten die Projektmitarbeiter:innen und Studierenden für jeden Probanden einen thematisch vorstrukturierten, rund 10-seitigen Freitext zum individuellen Haftverlauf. Daten mit hoher Informationsdichte (Urteilstexte, Anklageschriften, Gutachten und vollzugliche Stellungnahmen, Vollzugsplanungen, Vernehmungsprotokolle usw.) standen für die weiteren Analysen und prognostischen Einschätzungen vollständig und ungekürzt als anonymisierte Scans zur Verfügung.
Auf dieser Datengrundlage wurden die eigentlichen prognostischen Einschätzungen durch zwei „blinde“ (d. h. die weiteren Entwicklungen nach Haftentlassung waren nicht bekannt) Fachpsychologinnen für Rechtspsychologie mit langjähriger praktischer und wissenschaftlicher Erfahrung mit Kriminalprognosen vorgenommen. Einbezogen wurden standardisierte Prognoseinstrumente der zweiten und dritten Generation, strukturierte klinische Instrumente nach dem SPJ-Ansatz und die klinisch-idiographische Einzelfallmethodik. Pro Fall wurden alle Instrumente und die idiographische Einschätzung von derselben Fachpsychologin durchgeführt.
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Die standardisierten Prognoseinstrumente wurden nach den Vorgaben der jeweiligen Manuale (soweit verfügbar in deutschsprachiger Adaptation) auf Grundlage der oben beschriebenen Aufarbeitung aller verfügbaren Informationen appliziert. Sofern vorhanden, wurde neben der Version für Erwachsene auch das entsprechende Pendant für Jugendliche appliziert. Aus der Fülle der verwendeten Instrumente (insgesamt wurden 24 standardisierte Einschätzungen vorgenommen) wird im Weiteren auf die Ergebnisse der folgenden Instrumente näher eingegangen: Als Instrumente der zweiten Generation wurden die OGRS3, die Gewaltskala der Risk Matrix 2000 (RM-V) und der VRAG eingesetzt. Als Instrumente der dritten Generation wurden das LSI‑R und dessen Jugendversion YLS/CMI verwendet, als Ansätze der strukturierten, professionellen Urteilsbildung das HCR-20 sowie das daran angelehnte SAVRY. Als weiteres SPJ-Verfahren wurde das SAPROF zur Erfassung von Schutzfaktoren appliziert. Bei den SPJ-Verfahren wurden scorebasierte Einschätzungen gemäß der „mechanical method“ (statt klinischer Urteile; Challinor et al. 2021) verwendet. Zur Überprüfung einer Hochrisikokonstellation v. a. bezüglich einer erhöhten Gewaltbereitschaft wurden die PCL‑R und die PCL:YV eingesetzt.
Die idiographischen Prognosen folgten methodisch dem Strukturmodell klinisch-idiographischer Kriminalprognosen (Dahle 2005; Dahle und Lehmann 2018, 2023). Die idiographischen Prognosen wurden zeitlich nach der Einschätzung der statistischen Ausgangsrisiken und somit explizit in Kenntnis der Ergebnisse der standardisierten Prognoseinstrumente vorgenommen. Dabei wurden getrennte Aussagen zur Wahrscheinlichkeit allgemeiner und gewalttätiger Rückfälligkeit vorgenommen und diese jeweils auf einer 5‑stufigen Ratingskala eingeschätzt (von sehr günstig bis sehr ungünstig).
Aus der Fülle infrage kommender Rückfallkriterien wurde für die Analysen zur Untersuchung der prädiktiven Validität der standardisierten und idiographischen Prognosen das dichotome Kriterium allgemeiner und gewalttätiger Rückfälligkeit verwendet. Zur Untersuchung der inkrementellen Validität wurde ein Rückfallschwereindex gebildet, der sich in Fällen mehrerer Rückfallereignisse eines Probanden im 3‑jährigen Beobachtungszeitraum auf das jeweils schwerste Ereignis bezieht. Er variiert zwischen 0 (kein Rückfall), 1 (nur leichter Rückfall mit ausschließlich ambulanter Sanktion), 2 (Rückfall mit erneuter vollstreckter Haftstrafe bis zu 2 Jahren), 3 (gravierender Rückfall mit erneuter vollstreckter Haftstrafe von mehr als 2 Jahren, aber nicht wegen eines Gewalt- oder Sexualdelikts) und 4 (gravierender Rückfall mit Gewalt- und/oder Sexualdelikt und einer Haftstrafe von mehr als 2 Jahren). Im Vergleich zu dichotomen Rückfallereignissen bezieht dieses Maß insoweit nicht nur die Tatsache eines Rückfallereignisses, sondern auch dessen Schweregrad ein.
Aufgrund der Seltenheit einschlägiger Rückfälle mit Sexualdelikten (n = 2) werden die Ergebnisse spezifischer Instrumente (z. B. Static-99) und die idiographische Prognose zur Vorhersage sexueller Rückfälligkeit in der vorliegenden Studie nicht berichtet.
Datenauswertung
Die statistische Auswertung erfolgte mit IBM SPSS Statistics (Version 28 für Windows, IBM Corp, Armonk, NY, USA). Die konvergente Validität wurde mit Produkt-Moment-Korrelationen nach Pearson bestimmt. Als Maß zur Beurteilung der prognostischen Validität wurde die „area under the curve“ (AUC) aus „Receiver-operating-characteristics“(ROC)-Kurven berechnet. Die AUC ist ein häufig eingesetztes Maß für die Genauigkeit (Diskriminierung) von Prognosen und entspricht der Wahrscheinlichkeit, dass eine zufällig ausgewählte Person mit dem Kriterium (z. B. Rückfall) einen höheren Wert hat als eine Person ohne das Kriterium. Einer gängigen Konvention zufolge weisen AUC-Werte ab 0,56 auf einen kleinen Effekt, ab 0,64 auf einen moderaten Effekt und ab 0,71 auf einen großen Effekt hin (Rice und Harris 2005). Unterschiede in der Diskriminationsfähigkeit wurden mit dem DeLong-Test überprüft (DeLong et al. 1988).
Zur Klärung inkrementeller prognostischer Beiträge komplexer gegenüber einfacheren Prognosemethoden wurden schließlich zwei bedingt schrittweise lineare Regressionsanalysen durchgeführt, einerseits mit Methoden zur Einschätzung allgemeiner und andererseits zur Einschätzung gewalttätiger Rückfallrisiken. Als Kriterium wurde einheitlich auf den Rückfallschwereindex zurückgegriffen. Die Voraussetzungen der beiden Regressionsanalysen wurden vorab geprüft und können als erfüllt angesehen werden. Es gab jeweils keine Ausreißer, und Multikollinearität lag nicht vor (allgemein: Toleranz = 0,76–0,40, Varianzinflationsfaktor [VIF] = 1,31–2,52; Gewalt: Toleranz = 0,79–0,30, VIF = 1,28–3,38).
Da einige der untersuchten Variablen, streng genommen, kein Intervallskalenniveau aufweisen (z. B. idiographische Prognosen oder Rückfallschwereindex), wurden die Korrelations- und Regressionsanalysen mit speziellen Verfahren für Ordinaldaten überprüft. Diese Kontrollanalysen kamen zu vergleichbaren Ergebnissen und werden daher aus Gründen der Übersichtlichkeit nicht zusätzlich berichtet.
Ergebnisse
Die deskriptiven Kennwerte der untersuchten Prognosemethoden sind Tab. 1 zu entnehmen.
Tab. 1
Deskriptive Statistiken der standardisierten und klinisch-idiographischen Prognosen (n = 152)
M | SD | Min | Max | |
|---|---|---|---|---|
RM‑V | 3,44 | 0,99 | 2,00 | 7,00 |
OGRS3a | −0,04 | 0,39 | −0,87 | 0,69 |
VRAG | 5,44 | 7,90 | −13,00 | 25,00 |
LSI‑R | 21,68 | 7,70 | 5,00 | 40,00 |
YLS/CMI | 14,41 | 7,28 | 2,00 | 31,00 |
HCR-20 | 18,07 | 6,62 | 6,00 | 36,00 |
SAVRY | 17,27 | 8,80 | 2,00 | 40,00 |
SAPROF | 13,88 | 5,21 | 3,00 | 25,00 |
PCL‑R | 11,26 | 6,05 | 1,00 | 25,00 |
PCL:YV | 10,91 | 6,37 | 1,00 | 27,00 |
Idiographisch: Allgemein | 3,18 | 1,24 | 1,00 | 5,00 |
Idiographisch: Gewalt | 2,57 | 1,20 | 1,00 | 5,00 |
Konvergente Validität
Die Korrelationen zwischen den untersuchten Prognosemethoden waren durchgängig und in der erwarteten Richtung statistisch signifikant (Tab. 2). Die Korrelationen erreichten größtenteils Werte oberhalb von r = 0,70 bzw. −0,70 (SAPROF). Lediglich die Zusammenhänge mit den Instrumenten der zweiten Generation (RM‑V und OGRS-3) fielen durchgängig etwas geringer aus (r = 0,34–0,55 bzw. –0,37). Hervorzuheben ist, dass die Instrumente mit sowohl Erwachsenen- als auch speziellen Jugendversionen relativ hoch mit ihrem jeweiligen Zwilling korrelierten, insbesondere die PCL‑R und PCL:YV mit r = 0,98, aber auch LSI‑R und YLS/CMI mit r = 0,83 sowie HCR-20 und SAVRY mit r = 0,89. Die idiographischen Prognosen korrelierten im Bereich r = 0,42–0,80 mit den standardisierten Instrumenten (bzw. –0,73 und –0,76 mit SAPROF).
Tab. 2
Interkorrelationen der standardisierten und klinisch-idiographischen Prognosen (n = 152)
RM‑V | OGRS3 | VRAG | LSI‑R | YLS/CMI | HCR-20 | SAVRY | SAPROF | PCL‑R | PCL:YV | Idiographisch: Allgemein | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
OGRS3 | 0,39 | – | – | – | – | – | – | – | – | – | – |
VRAG | 0,47 | 0,55 | – | – | – | – | – | – | – | – | – |
LSI‑R | 0,34 | 0,44 | 0,71 | – | – | – | – | – | – | – | – |
YLS/CMI | 0,48 | 0,49 | 0,76 | 0,83 | – | – | – | – | – | – | – |
HCR-20 | 0,40 | 0,40 | 0,77 | 0,82 | 0,85 | – | – | – | – | – | – |
SAVRY | 0,46 | 0,44 | 0,80 | 0,77 | 0,84 | 0,89 | – | – | – | – | – |
SAPROF | −0,37 | −0,26 | −0,68 | −0,78 | −0,78 | −0,87 | −0,79 | – | – | – | – |
PCL‑R | 0,49 | 0,47 | 0,78 | 0,73 | 0,83 | 0,86 | 0,80 | −0,74 | – | – | – |
PCL:YV | 0,47 | 0,45 | 0,76 | 0,74 | 0,83 | 0,88 | 0,81 | −0,78 | 0,98 | – | – |
Idiographisch: Allgemein | 0,42 | 0,51 | 0,69 | 0,75 | 0,76 | 0,83 | 0,78 | −0,76 | 0,80 | 0,81 | – |
Idiographisch: Gewalt | 0,46 | 0,52 | 0,69 | 0,68 | 0,75 | 0,79 | 0,74 | −0,73 | 0,78 | 0,79 | 0,88 |
Prognostische Validität
Die AUC der ROC-Analysen zur Diskrimination von allgemeiner und gewalttätiger Rückfälligkeit im 3‑jährigen Beobachtungszeitraum sind in Tab. 3 dargestellt. Die AUC-Werte der Prognosemethoden zur Vorhersage allgemeiner Rückfälligkeit waren durchgängig signifikant (mindestens p < 0,05) und variierten zwischen einem mittleren (RM-V = 0,65) und großen Zusammenhang (idiographische Gewaltprognose = 0,74). DeLongs Test wies auf eine bessere Diskriminationsleistung der idiographischen Allgemeinprognose im Vergleich zu RM‑V (z = 2,15, p < 0,05) und VRAG (z = 2,27, p < 0,05) hin. Die Vergleiche der Prognoseinstrumente zwischen Erwachsenen- und Jugendversionen waren allesamt statistisch nicht signifikant.
Tab. 3
Prognosegüte (AUC) der standardisierten und klinisch-idiographischen Prognosen zur Vorhersage von allgemeinen und Gewaltrückfällen (n = 152)
Allgemeiner Rückfall | Gewaltrückfall | |||
|---|---|---|---|---|
AUC | 95 %-KI | AUC | 95 %-KI | |
OGRS3 | 0,67*** | [0,58, 0,76] | 0,61* | [0,52, 0,71] |
RM‑V | 0,65** | [0,58, 0,72] | 0,61* | [0,53, 0,69] |
VRAG | 0,66** | [0,57, 0,75] | 0,60* | [0,51, 0,69] |
LSI‑R | 0,68*** | [0,59, 0,77] | 0,61* | [0,51, 0,71] |
YLS/CMI | 0,71*** | [0,62, 0,79] | 0,65** | [0,55, 0,74] |
HCR-20 | 0,71*** | [0,63, 0,80] | 0,65** | [0,55, 0,74] |
SAVRY | 0,71*** | [0,63, 0,80] | 0,66** | [0,57, 0,75] |
SAPROF | 0,71*** | [0,62, 0,79] | 0,64** | [0,55, 0,74] |
PCL‑R | 0,69*** | [0,61, 0,78] | 0,65** | [0,55, 0,75] |
PCL:YV | 0,70*** | [0,61, 0,78] | 0,65** | [0,55, 0,75] |
Idiographisch: Allgemein | 0,71*** | [0,63, 0,79] | 0,69*** | [0,61, 0,78] |
Idiographisch: Gewalt | 0,74*** | [0,66, 0,82] | 0,72*** | [0,63, 0,80] |
Die AUC-Werte der Prognosemethoden zur Vorhersage gewalttätiger Rückfälligkeit waren ebenfalls durchgängig signifikant (mindestens p < 0,05) und variierten zwischen einem kleinen (VRAG = 0,60) und großen Effekt (idiographische Gewaltprognose = 0,72). DeLongs Test wies auf eine bessere Diskriminationsleistung der idiographischen Gewaltprognose im Vergleich zu den meisten standardisierten Prognosemethoden hin: OGRS3 (z = 2,22, p < 0,05), RM‑V (z = 2,24, p < 0,05), VRAG (z = 3,15, p < 0,01), LSI‑R (z = 2,96, p < 0,01), YLS/CMI (z = 2,18, p < 0,05), HCR-20 (z = 2,34, p < 0,05), PCL‑R (z = 2,13, p < 0,05) und PCL/YV (z = 2,20, p < 0,05) hin. Die Vergleiche der Prognoseinstrumente zwischen Erwachsenen- und Jugendversionen in der Vorhersagegenauigkeit gewalttätiger Rückfälle waren statistisch nicht signifikant.
Inkrementelle Validität
Um etwaige inkrementelle Beiträge der jeweils komplexeren Einschätzungen gegenüber den einfacheren Verfahren auszuloten, wurden abschließend zwei lineare Regressionsanalysen zur Vorhersage der Rückfallschwere durchgeführt; einerseits mit den Methoden zur Einschätzung allgemeiner Rückfallrisiken (OGRS3, LSI‑R, YLS/CMI und idiographische Prognose allgemeiner Risiken) und andererseits mit jenen zur Einschätzung speziell gewalttätiger Rückfallrisiken (RM‑V, VRAG, HCR-20, SAVRY und idiographische Gewaltprognose). Zusätzlich wurden jeweils die Instrumente zur Erfassung psychopathischer Persönlichkeitsmerkmale (PCL‑R und PCL:YV) sowie von Schutzfaktoren (SAPROF) aufgenommen. Die Prognosemethoden wurden dabei bedingt blockweise (Aufnahme nur bei statistisch signifikanter Verbesserung des Modells) in folgender Reihenfolge angeboten: Block 1: OGRS3 bzw. RM‑V und VRAG; Block 2: LSI‑R und YLS/CMI bzw. HCR-20 und SAVRY; Block 3: PCL‑R und PCL:YV; Block 4: SAPROF; Block 5: idiographische Prognose, allgemein bzw. Gewalt.
Das finale Modell der ersten Regressionsanalyse zur Vorhersage allgemeiner Rückfallrisiken resultierte nach 3 Schritten und erklärte 18 % der Varianz (Tab. 4). Im ersten Schritt wurde die OGRS3, im zweiten Schritt der YLS/CMI und im dritten Schritt die idiographische Allgemeinprognose in das Modell aufgenommen. Die idiographische Einschätzung reduzierte dabei die Beiträge der vorangegangenen Methoden unter die statistische Bedeutsamkeitsschwelle. Psychopathische Persönlichkeitsmerkmale (PCL‑R und PCL:YV) und Schutzfaktoren (SAPROF) lieferten indessen keinen statistisch bedeutsamen inkrementellen Beitrag.
Tab. 4
Bedingt blockweise Regressionsanalyse zunehmend komplexer Prognosemethoden zur Vorhersage allgemeiner Rückfallrisiken
Schritt | R2 | B | SE | 95 %-KI | β | T | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
1 | OGRS3 | 0,10*** | 1,14 | 0,28 | [0,58, 1,70] | 0,31 | 4,04*** |
2 | OGRS3 | 0,16** | 0,63 | 0,31 | [0,02, 1,25] | 0,17 | 2,02* |
YLS/CMI | 0,06 | 0,02 | [0,02, 0,09] | 0,29 | 3,34** | ||
3 | OGRS3 | 0,18* | 0,47 | 0,32 | [−0,16, 1,10] | 0,13 | 1,48 |
YLS/CMI | 0,02 | 0,02 | [−0,02, 0,07] | 0,12 | 1,06 | ||
Idiographisch: Allgemein | 0,28 | 0,14 | [0,01, 0,54] | 0,24 | 2,06* |
Das finale Modell der zweiten Regressionsanalyse zur Vorhersage gewalttätiger Rückfallrisiken resultierte nach 4 Schritten und erklärte 19 % der Varianz (Tab. 5). Im ersten Schritt wurde die RM‑V, im zweiten Schritt der VRAG, im dritten Schritt der SAVRY und schließlich im vierten Schritt die idiographische Prognose gewalttätiger Risiken in das Modell aufgenommen. Auch in diesem Modell absorbierte die idiographische Einschätzung die statistisch signifikanten Beiträge der vorab aufgenommenen standardisierten Instrumente, und wiederum lieferten weder die Ausprägung psychopathischer Persönlichkeitszüge noch die der Schutzfaktoren einen überzufälligen inkrementellen Beitrag zur Vorhersage.
Tab. 5
Bedingt blockweise Regressionsanalyse zunehmend komplexer Prognosemethoden zur Vorhersage gewalttätiger Rückfallrisiken
Schritt | R2 | B | SE | 95 %-KI | β | T | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
1 | RM‑V | 0,09*** | 0,44 | 0,11 | [0,22, 0,66] | 0,31 | 3,94*** |
2 | RM‑V | 0,12* | 0,32 | 0,12 | [0,07, 0,55] | 0,22 | 2,54* |
VRAG | 0,03 | 0,02 | [0,002, 0,06] | 0,18 | 2,08* | ||
3 | RM‑V | 0,15* | 0,27 | 0,12 | [0,02, 0,51] | 0,19 | 2,14* |
VRAG | −0,01 | 0,02 | [−0,05, 0,04] | −0,05 | −0,40 | ||
SAVRY | 0,05 | 0,02 | [0,01, 0,09] | 0,31 | 2,46* | ||
4 | RM‑V | 0,19** | 0,21 | 0,12 | [−0,04, 0,45] | 0,12 | 1,67 |
VRAG | −0,02 | 0,02 | [−0,06, 0,03] | −0,10 | −0,81 | ||
SAVRY | 0,03 | 0,02 | [−0,01, 0,07] | 0,19 | 1,43 | ||
Idiographisch: Gewalt | 0,29 | 0,12 | [0,06, 0,52] | 0,27 | 2,51* |
Diskussion
Die deutsche Gesetzgebung fordert eine individuelle prognostische Beurteilung krimineller Rückfallrisiken von Rechtsbrechern, die mit empirisch fundierten und standardisierten Instrumenten allein nicht zu gewährleisten ist. Mit dem klinisch-idiographischen Prozessmodell steht ein methodisches Konzept zur Verfügung, das dem gesetzlichen Anspruch einer streng individualisierten Fallbetrachtung gerecht wird und die Defizite der rein intuitiven und statistisch-nomothetischen Prognose überwindet. Bisherige Studien belegen die prognostische und inkrementelle Validität der klinisch-idiographischen Prognose bei erwachsenen männlichen Straftätern (Dahle 2005) und speziell bei Gewalt- und Sexualstraftätern (Dahle und Lehmann 2018). Inkrementell meint, dass mit dem idiographischen Vorgehen ein bedeutsamer prognostischer Zugewinn – also über die eingesetzten Prognoseinstrumente hinaus – erzielt werden konnte. Dies bedeutet, dass das klinisch-idiographische Vorgehen die Erfassung bereits im statistisch-nomothetischen Ansatz berücksichtigter risikorelevanter Faktoren verbessert oder zusätzliche risikorelevante Faktoren berücksichtigt. Das übergeordnete Ziel der vorliegenden Studie bestand nunmehr darin, die Prognosegüte von standardisierten Instrumenten, klinisch-idiographischen Prognosen und deren Integration in einer Stichprobe mit jugendlichen und heranwachsenden Straftätern zu untersuchen.
Zunächst wurde die prädiktive Validität der eingesetzten Methoden untersucht. Die standardisierten Instrumente leisteten eine signifikante Vorhersage allgemeiner und gewalttätiger Rückfälle. Die AUC-Werte weisen auf moderate bis große Effekte hin und stehen damit im Einklang mit der internationalen Studienlage (z. B. Olver et al. 2009, 2014). Die Instrumente mit Erwachsenenversionen (LSI‑R, HCR-20 und PCL-R) und speziellen Versionen für Jugendliche (YLS/CMI, SAVRY bzw. PCL:YV) korrelierten erwartungsgemäß sehr hoch mit ihrem jeweiligen Pendant, wobei insbesondere die PCL-Varianten einen nahezu perfekten linearen Zusammenhang aufwiesen. Die Diskriminationsfähigkeit der Varianten unterschied sich jeweils nicht signifikant. Eine klare Überlegenheit lässt sich anhand der vorliegenden Daten somit nicht erkennen, und es können jeweils beide Varianten für den Jugendstrafvollzug empfohlen werden. Es ist jedoch zu beachten, dass die Mehrheit der vorliegenden Stichprobe (97 %) zum Zeitpunkt der Einschätzung (d. h. der Entlassung) bereits volljährig war und die Jugendversionen der Instrumente gemäß den Manualen nicht mehr indiziert waren. Zudem beschränkt sich diese Empfehlung auf die „bloße“ Prognose zukünftiger Rückfälligkeit. Weitere Einsatzzwecke zumindest der komplexeren Prognoseinstrumente (z. B. Behandlungsplanung) wurden in der vorliegenden Arbeit nicht untersucht. Die Wahl des in der Praxis zu verwendenden Instruments sollte nicht nur von seiner Vorhersagegenauigkeit abhängen, sondern auch davon, welche anderen Funktionen das Instrument erfüllen kann (Yang et al. 2010).
Die Diskriminationsfähigkeit der idiographischen Allgemein- und Gewaltprognose weist auf einen großen Effekt mit beiden Rückfallkriterien hin. Dabei erzielten die idiographischen Prognosen bei der Vorhersage zukünftiger Gewaltrückfälle gegenüber fast allen standardisierten Instrumenten signifikant höhere prognostische Gütewerte. Bei der Vorhersage allgemeiner Rückfälligkeit waren die idiographischen Prognosen 2 Instrumenten der zweiten Generation überlegen (RM‑V und VRAG). Die Größenordnung der Vorhersagegenauigkeit und Überlegenheit gegenüber standardisierten Instrumenten steht im Einklang mit der Vorstudie mit erwachsenen Gewalt- und Sexualstraftätern (Dahle und Lehmann 2018). Die schrittweisen Regressionsanalysen zeigten darüber hinaus, dass die idiographische Prognose im Zuge eines integrierten Vorgehens einen bedeutsamen Zugewinn bei der Vorhersage allgemeiner und gewalttätiger Rückfallrisiken lieferte. Die Analysen lassen sich im Allgemeinen (Singer et al. 2017) als Beleg für die Integration beider Ansätze und im Speziellen für die vorgeschlagene integrative Gesamtbeurteilung von Dahle (2005) auffassen. In beiden Regressionsmodellen wiesen die idiographischen Prognosen nicht nur den stärksten Einfluss auf, sondern absorbierten auch die Beiträge der zuvor einbezogenen, zunehmend komplexeren Prognoseinstrumente. Dabei ist darauf hinzuweisen, dass die klinisch-idiographischen Einschätzungen in Kenntnis der Ergebnisse der standardisierten Instrumente erfolgte und Kontrollprozeduren der Vollständigkeit die Beurteiler anhalten, eine systematische Aufklärung der inhaltlichen Bedeutung der standardisiert erhobenen Risiko- und Schutzbereiche vorzunehmen (zu den Einzelheiten: Dahle und Lehmann 2023). Gleichwohl erscheint eine ergänzende idiographische Vorgehensweise im Rahmen kriminalprognostischer Einschätzungen nicht nur aus rechtlichen Gründen geboten. Sie scheint auch prinzipiell geeignet, die Zuverlässigkeit der prognostischen Einschätzung substanziell zu verbessern. Dies deckt sich mit den Erfahrungen bei erwachsenen Straftätern (Dahle und Lehmann 2018).
Limitationen und zukünftige Forschung
Abschließend ist auf methodische Einschränkungen der vorliegenden Studie einzugehen. Erstens handelt es sich erst um die dritte Studie, die die klinisch-idiographische Prognosebeurteilung und die anschließende Integration mit standardisierten Prognoseinstrumenten an unterschiedlichen Stichproben empirisch untersuchte. Zusammengenommen deuten sie zwar auf das prinzipielle Potenzial dieses Ansatzes hin. Es bedarf jedoch weiterer Untersuchungen, zumal die bisherigen Studien aus der Arbeitsgruppe stammen, die die klinisch-idiographische und die integrative Methodik entwickelt hat. Eine Abhängigkeit der Ergebnisse von den Entwicklern des klinischen-idiographischen Modells ist daher nicht auszuschließen (z. B. implizites Wissen über die Methodik). Wünschenswert wären deshalb unabhängige Arbeitsgruppen, die das klinisch-idiographische Modell anwenden und untersuchen, wobei es sich freilich um vergleichsweise aufwendige Studien handelt (eingeschränkte ökologische Validität).
Zweitens liegen für die junge Stichprobe keine Angaben zur Beurteilerübereinstimmung vor. Zwar weisen die Ergebnisse von Dahle und Lehmann (2018) auf eine gute Übereinstimmung bei den idiographischen Urteilen bei erwachsenen Gewalttätern hin. Inwieweit sich dieser Befund auch auf die jungen Strafgefangenen übertragen lässt, kann jedoch nicht abschließend beurteilt werden. Drittens ist einschränkend auf die Stichprobe hinzuweisen. In Anbetracht der anspruchsvollen und aufwendigen idiographischen Methodik liegen bislang nur für grob die Hälfte der zur Verfügung stehenden Ausgangsstichprobe vollständige Einzelfallbeurteilungen vor. Hierbei handelt es sich um alle Strafgefangenen mit einem Tötungs- und Sexualdelikt und eine Auswahl der Probanden mit einem sonstigen Gewaltdelikt. Demnach sind in der vorliegenden Studie Gefangene mit sonstigen Gewaltdelikten, die im Jugendstrafvollzug unter den gravierenden Anlassdelikten am häufigsten anzutreffen sind, unterrepräsentiert. Die vorliegenden Ergebnisse sind somit nur eingeschränkt generalisierbar.
Trotz dieser Einschränkungen kann festgehalten werden, dass die vorliegende Studie einen weiteren Beleg für das klinisch-idiographische Prozessmodell und die abschließende Integration der beiden methodischen Zugänge liefert. Das idiographische Vorgehen ist demnach nicht nur bei Erwachsenen, sondern auch bei jungen Straftätern sinnvoll anzuwenden.
Einhaltung ethischer Richtlinien
Interessenkonflikt
J. Hausam, R.J.B. Lehmann und K.-P. Dahle geben an, dass kein Interessenkonflikt besteht. Es wird darauf hingewiesen, dass K.-P. Dahle als Autor der deutschen Version des LSI-R ein prozentuales Honorar aus dem Verkauf des Verfahrens erhält.
Ethische Standards
Alle beschriebenen Untersuchungen wurden mit Zustimmung der zuständigen Ethikkommission und im Einklang mit nationalem Recht durchgeführt. Das von der Deutschen Forschungsgemeinschaft (DFG) geförderte Projekt wurde vorab durch die Behördliche Datenschutzbeauftragte und Ethikkommission der Charité – Universitätsmedizin geprüft und genehmigt.
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