Skip to content
BY 4.0 license Open Access Published by De Gruyter May 12, 2020

Wer bleibt unbehandelt?

Eine Untersuchung von Straftätern, deren Bewerbung zur Aufnahme in die Sozialtherapeutische Anstalt Berlin-Tegel abgelehnt wurde

Who remains untreated?
An investigation of offenders, whose application for treatment at the social therapeutic unit in Berlin-Tegel was rejected
Josephine Rommel , Dahlnym Yoon EMAIL logo and Klaus-Peter Dahle

Zusammenfassung

Durch die Behandlung in sozialtherapeutischen Einrichtungen des Strafvollzuges kann die Wiederverurteilungsrate von Straftätern wirksam reduziert werden, jedoch werden nicht alle Straftäter, die sich hier bewerben, aufgenommen. Ziel der vorliegenden Studie ist die Untersuchung Betroffener hinsichtlich rückfallrelevanter Risikobereiche, allgemeinem Rückfallrisiko und Strafrestzeit. Zu diesem Zweck wurden von der Sozialtherapeutischen Anstalt Tegel abgelehnte (n = 26) und angenommene (n = 47) Bewerber miteinander verglichen. Es konnte gezeigt werden, dass abgelehnte Gefangene psychisch gesünder und beruflich besser situiert waren, aber auch vermehrt antisoziale und delinquenzfördernde Einstellungen aufwiesen, wodurch eine Ablehnung signifikant vorhergesagt werden konnte. Darüber hinaus konnten keine Unterschiede zwischen Abgelehnten und Angenommenen festgestellt werden, allerdings zeigte sich, dass fehlende Wohngruppenfähigkeit, Drogenkonsum und unpassende Strafrestzeit offiziell am häufigsten als Ablehnungsgründe genannt wurden. Die Indikationskriterien sozialtherapeutischer Einrichtungen werden diskutiert und die Entwicklung alternativer Behandlungsangebote für abgelehnte Straftäter empfohlen.

Abstract

The reconviction rates of offenders can be effectively decreased by treatment in socio-therapeutic correctional institutions. However, not all offenders who apply for such treatment are admitted.The aim of the presented study was to examine those offenders regarding their risk domains, general recidivism risk and remaining sentence duration. For this purpose, offenders who were rejected by (n = 26) and offenders who were admitted to (n = 47) Socio-therapeutic Facility Tegel were compared. It could be shown that the rejected offenders were in a better mental state and vocational situation but also had an increased anti-social and procriminal attitude which could significantly predict rejection.There were no further differences identified, although it was shown that a lack of fitness to live in closed wards, drug abuse, and inadequate sentence duration had been stated most frequently as official rejection causes. Indication criteria for admission to socio-therapeutic institutions are discussed and the development of alternative treatment programmes for rejected offenders is advised.

1 Hintergrund

Die Straffreiheit eines Rechtsbrechers nach Verbüßung der Freiheitsstrafe wird von Politik und Öffentlichkeit gleichermaßen erwartet (Wößner 2014). Im heutigen Strafvollzug wird allerdings davon ausgegangen, dass dieses Ziel durch die Freiheitsstrafe allein nicht erreicht werden kann und Maßnahmen zur sozialen (Wieder-)Eingliederung in die Gesellschaft für ein straffreies Leben unerlässlich sind (Laubenthal 2015, Rn. 143). Der hiermit verbundene Resozialisierungsauftrag wird im Regelvollzug u. a. durch individuelle Vollzugspläne und Entlassungsvorbereitungen umgesetzt sowie durch Bildungsmaßnahmen und Therapiegruppen (Egg 2008a). Zudem können Straftäter während des Vollzuges der Freiheitsstrafe in sozialtherapeutischen Einrichtungen behandelt werden (Egg 2008a). Hierbei handelt es sich um selbstständige Anstalten oder Abteilungen größerer Vollzugsanstalten (Egg 2008b), die im Vergleich zum Regelvollzug über ein deutlich breiteres Behandlungsprogramm, bessere Räumlichkeiten sowie über einen günstigeren Personalschlüssel verfügen (Egg et al. 2001; Etzler 2016; Lösel 2003). Inhaltlich wird von den meisten dieser Einrichtungen ein integratives Gesamtkonzept verfolgt, welches beispielsweise Einzel- und Gruppentherapie, eine Tagesstrukturierung durch Arbeits-, Sport- und Freizeitangebote sowie die Unterbringung in Wohngruppen (unverschlossene Zellen, freie Kommunikation, Verantwortungsübernahme im Alltagsleben etc.; Dünkel & Geng 2003; Wischka & van den Boogaart 2018) beinhaltet (Egg 2008a; Egg 2008b; Hosser & Boxberg 2014; Wischka 2013a). Zudem orientiert sich die Behandlung »primär an psychologisch-psychotherapeutischen und (sozial-)pädagogischen Ansätzen« (Egg & Spöhr 2007, 203), weshalb von einer stärkeren Behandlungsorientierung als im Regelvollzug ausgegangen werden kann (Lösel 2003).

Die Wirksamkeit sozialtherapeutischer Einrichtungen wurde in einer deutschen Metaanalyse von Egg et al. (2001) untersucht. Die Autoren berücksichtigten acht Evaluationsstudien, die zwischen 1979 und 1995 publiziert wurden, und berechneten eine mittlere Effektstärke von r = .12 (Egg et al. 2001). International konnte gezeigt werden, dass die Wiederverurteilungsraten von Straftätern um 15 bis 30 Prozent gesenkt werden können, wenn in einem Behandlungsprogramm die Prinzipien des Risk-Need-Responsivity (RNR)-Modells von Andrews et al. (1990; siehe auch Bonta & Andrews 2017) berücksichtigt werden (Bonta & Andrews 2017; Hanson et al. 2009; Lowenkamp et al. 2006; Wischka 2013b). Nach diesem Modell ist die Behandlungsintensität am Rückfallrisiko des Gefangenen auszurichten (Risikoprinzip), die Veränderung dynamischer rückfallrelevanter Merkmale anzustreben (Bedürfnisprinzip) und die Behandlungsmethoden an den Behandlungsvoraussetzungen der Teilnehmer anzupassen (Ansprechbarkeitsprinzip; Andrews et al. 1990; Bonta & Andrews 2017). Demnach ist die Behandlungswirksamkeit entscheidend von der Passung zwischen Klient und Maßnahme abhängig, welche im Rahmen der Behandlungsindikation zu prüfen ist (Behnke 2004; Bosold 2008).

Bis vor kurzem orientierte sich die Behandlungsindikation sozialtherapeutischer Einrichtungen allerdings nicht primär an den Prinzipien des RNR-Modells, sondern vorrangig an dem formalen Kriterium der Deliktart. Dies wurde 1998 durch das »Gesetz zur Bekämpfung von Sexualdelikten und anderen gefährlichen Straftaten« (BGBl. I, 160–163) entscheidend für die Behandlungszuweisung. So war nach § 6 Abs. 2 Satz 2 StVollzG bei Sexualstraftätern mit einer Freiheitsstrafe von mehr als zwei Jahren »besonders gründlich zu prüfen, ob die Verlegung in eine sozialtherapeutische Anstalt angezeigt ist« (§ 6 Abs. 2 Satz 2 StVollzG), und sofern keine Erkenntnisse gewonnen werden konnten, die gegen eine Verlegung sprachen, war die Behandlung in einer sozialtherapeutischen Einrichtung nach § 9 Abs. 1 StVollzG verpflichtend. Für die übrigen Gefangenen galt hingegen § 9 Abs. 2 StVollzG, wonach diese »mit ihrer Zustimmung in eine sozialtherapeutische Anstalt verlegt werden [können], wenn die besonderen therapeutischen Mittel und sozialen Hilfen der Anstalt zu ihrer Resozialisierung angezeigt sind« (§ 9 Abs. 2 StVollzG). Erst im Zuge der Föderalismusreform von 2006 erhielten die Länder die Möglichkeit, durch ein eigenes StVollzG von dieser Regelung abzuweichen. In dem Musterentwurf von zehn Bundesländern wurde 2011 der Fokus der Behandlungsindikation im Sinne des Risikoprinzips auf das erwartbare Rückfallrisiko eines Gefangenen gelegt (§ 17 Abs. 2 Musterentwurf). In Berlin, wo die Datenerhebung der vorliegenden Studie stattfand, erfolgte die gesetzliche Abkehr von der Deliktart allerdings erst 2016 (§ 18 Berliner StVollzG), weshalb diese Neuerung in der vorliegenden Untersuchung nicht berücksichtigt werden konnte. Da abgesehen von der genannten Gesetzesvorgabe keine einheitlichen Vorschriften zur Indikationsentscheidung existieren (Suhling & Wischka 2008; Van den Boogaart 2013), wird jedoch auch nach der genannten Gesetzesänderung unklar bleiben, was für die Indikationsentscheidung sozialtherapeutischer Einrichtungen maßgeblich ist.

Die meisten sozialtherapeutischen Einrichtungen setzen als weiteres formales Kriterium neben der Deliktart eine Strafrestzeit von 18 bis 24 Monaten voraus und prüfen das Alter des Gefangenen sowie die klinischen Kriterien Therapiebedürftigkeit, -fähigkeit und -motivation (Bosold 2008; Suhling & Wischka 2008; Specht 2004). Ein Gefangener, der sich nach § 9 Abs. 2 StVollzG in eine sozialtherapeutische Anstalt (SothA) bewirbt, kann somit wegen seiner Strafrestzeit abgelehnt werden oder wenn sein Rückfallrisiko auch ohne Behandlung gering ist, was insoweit der Forderung des Risikoprinzips entspricht (Therapiebedürftigkeit; Suhling & Wischka 2008). Zudem ist eine Ablehnung möglich, wenn bei einem spezifischen Gefangenen kein Erfolg durch das verfügbare Therapieangebot zu erwarten ist (Therapiefähigkeit; Bosold 2008; Bussmann et al. 2007; Dahle 1997; Egg 2008b) oder wenn die Therapiemotivation[1] unzureichend ist (Calliess & Müller-Dietz 2008 § 9 StVollzG Rn. 12; Egg 2008b). Inwiefern letztere bereits zur Aufnahme in eine SothA vorausgesetzt werden sollte, wird allerdings kontrovers diskutiert (Hosser & Boxberg 2014), und vor dem Hintergrund, dass z. B. Crane et al. (2015) zeigen konnten, dass bereits ein motivierendes Gespräch mit alkoholabhängigen Gefangenen die Behandlungsbereitschaft bedeutsam verbessert, ist die Therapiemotivation als Ablehnungskriterium fraglich und eher als ein erstes Therapieziel zu verstehen (Dahle 1997; Steller & Hommers 1977).

In welchem Ausmaß die genannten Kriterien die Indikationsentscheidung in der Praxis beeinflussen, wurde bislang kaum untersucht. Eine ältere Studie von Dünkel (1980) zeigte allerdings, dass von allen erfassten Ablehnungsgründen eine zu kurze oder zu lange Strafrestzeit mit 16 % am häufigsten angegeben wurde. Zudem verweisen zwei angloamerikanische Studien auf die Relevanz klinischer Kriterien: Dolan und Fullam (2005) untersuchten psychologische Merkmale von Sexualstraftätern (N = 99), denen nach der Entlassung die Teilnahme an einer ambulanten Sexualstraftätertherapie empfohlen wurde. Die Autoren kamen zu dem Ergebnis, dass allein die klinische Einschätzung einer geringen Motivation und geringer sozialer Kompetenz sowie das Leugnen der Straftat mit einer negativen Indikationsentscheidung zusammenhingen. Zu einem ähnlichen Ergebnis kamen Jones et al. (2006), welche inhaftierte Sexualstraftäter (N = 404) untersuchten, die sich für eine deliktspezifische Therapie beworben hatten. Hier erwies sich allerdings allein die klinische Beurteilung der Veränderungsmotivation als prädiktiv für eine Ablehnung. Eine besonders problematische Gruppe sind Straftäter, die trotz der Indikation unbehandelt bleiben. Eine aktuelle Metaanalyse über 20 Primärstudien (Papalia et al. 2019) konnte eine bis zu 45 % erhöhte Rückfälligkeit bei unbehandelten Gewaltstraftätern im Vergleich zu behandelten Gewaltstraftätern feststellen. Die Gruppe von Personen, die aufgrund eines Therapieabbruchs unbehandelt bleiben, bestehe laut der Metaanalyse von Olver und Kollegen (2011, k = 96) aus eher jüngeren antisozialen Straftätern mit niedrigem Einkommens- und Bildungsniveau, die erhöhte Beziehungs- und Arbeitslosigkeit aufweisen. Sie seien negativ gegenüber Behandlungsmaßnahmen eingestellt und würden ihre Taten möglicherweise leugnen. Gleichzeitig war Konsum von psychotropischen Substanzen kein Prädiktor für Therapieabbruch. Ob diese Kriterien bei der Indikationsprüfung herangezogen werden, bleibt unklar, da bundesweite Untersuchungen von Gefangenen, denen die Aufnahme in eine sozialtherapeutische Einrichtung versagt wurde, derzeit fehlen. Wegen der gesetzlichen Behandlungspflicht für Sexualstraftäter und der Ergebnisse der jährlichen Stichtagserhebung der Kriminologischen Zentralstelle e. V. kann jedoch der Schluss gezogen werden, dass es sich bei abgelehnten Antragstellern vor allem um Gefangene handelt, die wegen eines nichtsexuellen Gewaltdelikts[2] verurteilt wurden. So ist zwischen 1998 und 2006 der Anteil der Straftäter mit Tötungsdelikten in den sozialtherapeutischen Einrichtungen von 23 % auf 18 % gesunken und der Anteil der Straftäter mit Eigentums- und Gewaltdelikten (einschließlich Raub, Erpressung und Körperverletzung) von 51 % auf 20 %, wohingegen im gleichen Zeitraum der Anteil der Sexualstraftäter von 26 % auf 62 % angestiegen war (Etzler 2016). Die Wiederverurteilungsraten dieser Deliktgruppen weisen zugleich darauf hin, dass es sich bei den Straftätern, deren Anteil in sozialtherapeutischen Einrichtungen gesunken ist, um eine vergleichsweise rückfallgefährdete und damit therapiebedürftige Gefangenenpopulation handelt. So kamen Jehle et al. (2016) in ihrer bundesweiten Rückfalluntersuchung zu dem Ergebnis, dass innerhalb eines Beobachtungszeitraums von neun Jahren nach Haftentlassung 52 % der Täter, die wegen eines Raub- und Erpressungsdelikts verurteilt wurden, wegen einer deliktunspezifischen Straftat wiederverurteilt wurden (allgemeine Rückfallrate) sowie 42 % der nach schwerer oder gefährlicher Körperverletzung Entlassenen. Die allgemeine Rückfallrate nach sexueller Nötigung oder Vergewaltigung betrug demgegenüber 28 % und nach einem Tötungsdelikt nur 18 %. Die Entlassung unbehandelter und vergleichsweise hoch rückfallgefährdeter Gefangener sowie das hiermit verbundene Sicherheitsrisiko für die Bevölkerung werden zwar diskutiert (Alex 2006; Hefendehl 2013), allerdings fehlen empirische Untersuchungen von Straftätern, die nach ihrer Bewerbung gem. § 9 Abs. 2 StVollzG von einer sozialtherapeutischen Einrichtung abgelehnt wurden. Somit ist unklar, welche Gefangenen tatsächlich betroffen sind, ob diese höhere Rückfallraten aufweisen als angenommene Gefangene und welche Faktoren für ihre Ablehnungen ursächlich sind.

Die vorliegende Studie fand im Rahmen der Evaluation der sozialtherapeutischen Anstalten in Berlin statt, mit welcher das Institut für Forensische Psychiatrie der Charité, Universitätsmedizin Berlin, im Jahr 2014 von der Berliner Senatsverwaltung für Justiz und Verbraucherschutz beauftragt wurde. Im Behandlungskonzept der SothA Tegel (2013) wird darauf hingewiesen, dass sich die Behandlungsindikation an den formalen Kriterien der Deliktart und der Strafrestzeit orientiert, wobei letztere zwischen 24 Monaten und fünf Jahren betragen muss, um von der SothA aus die Entlassung in die Freiheit vorbereiten zu können. Zudem wird darauf hingewiesen, dass auf allen Stationen die Unterbringung in Wohngruppen erfolgt, weshalb im Rahmen der Indikationsstellung zu prüfen ist, ob der Gefangene für den Wohngruppenvollzug und die damit verbundenen Freiräume geeignet ist. Des Weiteren sind Behandlungsbedürftigkeit, -fähigkeit und -motivation zu prüfen, wobei letztere nach dem Behandlungskonzept der SothA Tegel nicht vorausgesetzt wird.

2 Fragestellung

Eine der zentralen Fragen des Evaluationsprojekts bezog sich darauf, welche Gefangenen vom sozialtherapeutischen Angebot der SothA Tegel derzeit nicht erreicht werden. Um sich einer Antwort auf diese Frage anzunähern, wurden in der vorliegenden Studie männliche Straftäter untersucht, die sich nach § 9 Abs. 2 StVollzG in der SothA Tegel beworben hatten und von der Einrichtung abgelehnt wurden (Abgelehnte). Ziele waren die Erkundung der offiziellen Ablehnungsgründe und der Vergleich der Abgelehnten mit denjenigen Straftätern, die sich ebenfalls nach § 9 Abs. 2 StVollzG in der SothA Tegel beworben hatten und angenommen wurden (Angenommene) im Hinblick auf ihre Rückfallrisiken, die Ausprägung verschiedener rückfallrelevanter Risikobereiche und ihrer Strafrestzeit.

3 Methoden

3.1 Durchführung

Im Rahmen eines umfassenden Evaluationsprojekts des Instituts für Forensische Psychiatrie der Charité-Universitätsmedizin Berlin wurden ab 2014 durch Projektmitarbeiter u. a. soziodemographische, kriminologische und rückfallprognostische Daten von Straftätern erfasst, die sich zur Behandlung in die SothA Tegel begeben haben. Aus diesem Pool wurde die Stichprobe der Angenommenen (n = 47) für die vorliegende Untersuchung gezogen, wobei diejenigen Gefangenen einbezogen wurden, die sich noch nach § 9 Abs. 2 StVollzG in der SothA Tegel beworben hatten. Die Stichprobe der Abgelehnten (n = 43) stellte die Vollzugsgeschäftsstelle der Justizvollzugsanstalt Tegel in Form einer Liste derjenigen männlichen erwachsenen Gefangenen zur Verfügung, die sich zwischen 2011 und 2014 in der SothA Tegel beworben hatten, jedoch abgelehnt wurden und ihre Freiheitsstrafe im Regelvollzug der Justizvollzugsanstalt Tegel verbüßten. Die Datenerhebung der Abgelehnten fand zwischen November 2014 und Februar 2015 in der Justizvollzugsanstalt Tegel statt. Erfasst wurden die gleichen soziodemographischen, kriminologischen und rückfallprognostischen Daten, wie sie von den (angenommenen) Untersuchungsteilnehmern des Evaluationsprojekts erhoben worden waren, sowie ferner die offiziellen Ablehnungsgründe und die Endgültigkeit/Vorläufigkeit der Ablehnungsentscheidung, wie sie sich aus den Entscheidungen der SothA Tegel ergaben.

Um ein einheitliches Vorgehen aller Mitarbeiter bei der Gewinnung der Daten für das Evaluationsprojekt und die vorliegende Studie zu gewährleisten, fanden im Vorfeld Schulungen zu den eingesetzten Erhebungsbögen und Instrumenten statt.

3.2 Stichproben

Von der ursprünglichen Stichprobe der 43 Abgelehnten mussten nach Sichtung der Gefangenenpersonalakten 17 Gefangene aus der Studie ausgeschlossen werden: Vier Inhaftierte hatten sich doch nicht für die Aufnahme in die SothA Tegel beworben, einer war vor der Erhebung entlassen worden, drei weitere wurden nach einer vorläufigen Ablehnung doch in die SothA Tegel aufgenommen, bei zwei SothA-Bewerbern lag noch kein Ablehnungsbescheid vor, und bei drei weiteren Gefangenen handelte es sich bei dem Indexdelikt um ein Sexualdelikt, weshalb diese Inhaftierten nicht den Abgelehnten nach § 9 Abs. 2 StVollzG des Bundes zuzuordnen waren. Bei einem Inhaftierten waren die Akten unzugänglich, und bei zwei weiteren handelte es sich um Gefangene, welche nach einer erfolgen Aufnahme in die SothA in den Regelvollzug zurückverlegt worden waren. Darüber hinaus musste ein weiterer Gefangener von der statistischen Auswertung wegen einer für Prognosen unzureichenden Datengrundlage der Akten ausgeschlossen werden. Folglich blieben für die statistische Auswertung 26 Abgelehnte übrig.

Die Gesamtstichprobe (N = 73) bestand ausschließlich aus männlichen erwachsenen Gefangenen der Justizvollzugsanstalt Tegel, die zwischen 1994 und 2014 inhaftiert wurden und sich in der SothA Tegel nach § 9 Abs. 2 StVollzG beworben hatten. Hiervon waren 59 wegen einer Gewaltstraftat verurteilt worden (80,8 %) und 14 weitere wegen Eigentumsdelikten (9,6 %), Betrug (4,1 %), Brandstiftung (2,7 %) oder Verstoß gegen das Betäubungsmittelgesetz (2,7 %). Das mittlere Alter zum Ablehnungs- bzw. Aufnahmezeitpunkt betrug 35.00 Jahre (SD = 10.40) und variierte zwischen 21 und 62 Jahren. Von 72 Gefangenen (bei einem Abgelehnten war keine Information zu Vorstraften in der Akte vorhanden) waren 83,6 % vorbestraft. Durchschnittlich hatten diese 72 Gefangenen 8.11 (SD = 6.97) Vorstrafen, mit einer Spannweite von 0 bis 24 Vorstrafen. Zwischen dem Zeitpunkt der Inhaftierungund dem der Annahme bzw. Ablehnung durch die SothA Tegel waren die Inhaftierten im Mittel 42.88 Monate bereits in Haft (SD = 40.56), mit einer Spannweite von 2 bis 212 Monaten. Eine stichprobenspezifische Beschreibung der Abgelehnten und Angenommenen ist in Tabelle 1 enthalten. Die Abgelehnten und die Angenommenen unterschieden sich zum Zeitpunkt der Ablehnung/Annahme weder im Alter (t(71) = .44, p = ns.) noch in der Anzahl der Vorstrafen (t(71) = -.25, p = ns.). Zudem zeigt Tabelle 1, dass sich zum Ablehnungs- bzw. Annahmezeitpunkt die durchschnittliche Strafrestzeit der Gruppen nicht unterschied (t(71) = 1.62, p = ns.)

Tabelle 1

Demografische und kriminologische Eckdaten der Untersuchungsgruppen

Abgelehnte

(n = 26)
Angenommene

(n = 47)
M (SD)aM (SD)tdfp
Alter in Jahrenb34.27 (11.08)35.40 (10.39).4471.66
Anzahl der Vorstrafenc8.29 (6.84)7.87 (6.99)-.2571.80
Zeit zwischen Inhaftierungs-und Annahme-/Ablehnungsdatum in Monaten43.85 (41.02)42.34 (40.73).1571.88
Strafrestzeitin Monaten44.50 (34.25)62.38 (50.18)1.6271.11
Anmerkungen:

a Bezogen auf 1.000 Bootstrapping-Stichprobe.

b Alter/Strafrestzeit der Abgelehnten zum Zeitpunkt der Ablehnung, Alter/Strafrestzeit der Angenommenen zum Zeitpunkt der Annahme.

c Anzahl der Vorstrafen zum Zeitpunkt der Datenerhebung. In der Gruppe der Abgelehntenbezogen auf n = 25, da bei einem Abgelehnten kein Bundeszentralregisterauszug in der Akte vorhanden war.

3.3 Instrumente

Soziodemographische und deliktbezogene Daten wurden mit einem Erhebungsbogen der Gefangenenpersonalakte aus dem Evaluationsprojekt erfasst. Diesem wurden zur Untersuchung der Abgelehnten Items hinzugefügt, welche die offiziell genannten Ablehnungsgründe, wie sie in den Ablehnungsbescheiden von der SothA Tegel angegeben wurden, erfassen (mit Möglichkeit zur Mehrfachnennung) sowie die Endgültigkeit/Vorläufigkeit der Ablehnungsentscheidung.

Die Ausprägung rückfallrelevanter Risikobereiche für den Vergleich zwischen den abgelehnten und angenommenen SothA-Bewerbern wurden mit der deutschen Version des Level of Service Inventory – Revised (LSI-R; Andrews & Bonta 1995; deutsche Übersetzung von Dahle et al. 2012) erhoben. Das LSI-R ist ein standardisiertes Fremdbeurteilungsverfahren, das sowohl statische als auch dynamische Items enthält und auf den Prinzipien des RNR-Modells basiert (Bonta & Andrews 2016). Zudem wird es als das international am besten untersuchte Instrument für die Erfassung des kriminogenen Rückfallrisikos und der hiermit verbundenen Einschätzung des Behandlungsbedarfs von männlichen Straftätern betrachtet (Dahle et al. 2007). Anhand von 54 Items werden folgende zehn Subskalen erfasst: 1. Kriminelle Vorgeschichte, 2. Ausbildung/Erwerbstätigkeit, 3. Finanzielle Situation, 4. Familie/Partnerschaft, 5. Wohnsituation, 6. Freizeitgestaltung, 7. Freundschaften/Bekanntschaften, 8. Alkohol-/Drogenproblematik, 9. Emotionale/Personale Beeinträchtigung, 10. Einstellungen/Orientierungen/Werthaltungen. Für die Auswertung können die gültigen Itemwerte zu einem LSI-R-Gesamtwert summiert werden (Dahle et al. 2012). Die Interpretation erfolgt durch die Zuordnung des LSI-R-Gesamtwerts zu einem von vier Risikobereichen (»geringes Risiko«, »moderates Risiko im unteren Durchschnittsbereich«, »moderates Risiko im oberen Durchschnittsbereich«, »hohes Risiko«) wodurch eine Aussage über das erwartbare Rückfallrisiko und den Bedarf an rückfallsenkenden Maßnahmen möglich ist (Dahle et al. 2012). Darüber hinaus können anhand der Subskalen Alkohol-/Drogenproblematik, Emotionale/Personale Beeinträchtigung und Einstellungen/Orientierungen/Werthaltungen Rückschlüsse auf die eingangs beschriebenen Konstrukte Therapiefähigkeit und Therapiemotivation gezogen werden.

Das LSI-R wurde zum Zeitpunkt der Inhaftierung (t1) und zum Zeitpunkt der Ablehnung bzw. Annahme (t2) erhoben. Hierzu dienten Urteil, Bundeszentralregisterauszug und Gutachten als Informationsquellen für t1 und das insgesamt verfügbare Aktenmaterial bis zu t2 als Informationsquelle für t2. Die Datenerhebung und Bearbeitung des Prognoseinstruments wurden für die abgelehnten Bewerber von der ersten Erstautorin der vorliegenden Studie nach entsprechender Schulung durch die zweite Erstautorin durchgeführt, für die angenommenen Bewerber von den Mitarbeitern (u. a. erste Erstautorin) des Evaluationsprojekts.

3.4 Statistische Auswertung

Die Datenauswertung erfolgte mithilfe der Statistik- und Analyse-Software SPSS Statistics 25.0 für Windows. Die offiziell genannten Ablehnungsgründe sowie die Endgültigkeit/Vorläufigkeit einer Ablehnung wurden mithilfe von absoluten und prozentualen Häufigkeiten dargestellt. Zudem wurde anhand von Häufigkeiten untersucht, wie viele Gefangene, die offiziell wegen einer zu kurzen oder zu langen Strafrestzeit[3] abgelehnt wurden, tatsächlich eine Strafrestzeit von weniger als 24 Monaten bzw. mehr als 60 Monaten aufwiesen (entsprechend den Indikationskriterien der SothA Tegel). Wegen teilweise fehlender Normalverteilung der Variablen wurden nicht-parametrische Mann-Whitney-U-Tests angewendet, um die Unterschiede zwischen Abgelehnten und Angenommenen für die Zeitpunkte t1 und t2 zu untersuchen. Diese Ergebnisse wurden mit den Ergebnissen der t-Tests mit 1000 Bootstrappingstichprobe mit einer einfachen Resamplingmethode verglichen. Wenn beide Verfahren die gleichen Ergebnisse brachten, werden die Ergebnisse von t-Tests berichtet. Für die LSI-Gesamtwerte und die soziodemografischen und kriminologischen Daten (Alter, Anzahl der Vorstrafen, Länge der Freiheitsstrafe, Strafrestzeit) wurden direkt t-Tests angewendet. Aufgrund des explorativen Charakters der vorliegenden Untersuchung wurde trotz der Berechnung multipler Vergleiche auf eine Bonferroni-Korrektur verzichtet und ein exaktes Signifikanzniveau von α = .05 festgelegt (Bortz & Schuster 2010; Sedlmeier & Renkewitz 2008). Zur Verdeutlichung der praktischen Relevanz signifikanter Ergebnisse wurde die Effektstärke r nach Fritz et al. (2012) für Mann-Whitney-Tests und d für t-Tests nach Cohen (1992)[4] berechnet und klassifiziert.

Um die Vorhersagbarkeit der Gruppenzugehörigkeit (Abgelehnte/Angenommene) anhand bedeutsamer Variablen zu untersuchen, wurde eine logistische Regressionsanalyse berechnet. Hierzu diente die Gruppenzugehörigkeit als Kriterium, die Prädiktoren wurden wegen fehlender Forschungsarbeiten zu Abgelehnten und Angenommenen in zwei Schritten ausgewählt: Im ersten Schritt wurden mögliche Prädiktoren anhand der t-Tests zu t2 ausgewählt, da zu diesem Zeitpunkt die Indikationsentscheidung getroffen wurde. Entsprechend der Empfehlung von Hosmer et al. (2013) kam eine Variable dann für das Regressionsmodell in Betracht, wenn diese das vorgegebene Kriterium von p ≤ .2[5] erfüllte. Die selektierten Variablen bildeten die Prädiktoren des ersten Modells. Im zweiten Schritt sollte ausgehend von diesem ersten Modell das einfachste Modell (im Sinne möglichst weniger Variablen) gefunden werden, welches die Gruppenzugehörigkeit bestmöglich erklärt. Der Empfehlung von Field (2013) entsprechend wurde eine logistische Regression mit Rückwärtsselektion und dem Kriterium der Likelihood-Funktion berechnet, d. h. in mehreren Schritten wurden unabhängige Variablen aus dem Regressionsmodell entfernt, beginnend mit der Variablen, die im Modell die geringste prädiktive Bedeutung mit der Gruppenzugehörigkeit aufweist. Variablen, deren Entfernung aus dem Modell die Vorhersagbarkeit der Gruppenzugehörigkeit signifikant verschlechterten (festgelegte Ausschlussschwelle α = .10), bildeten die Prädiktoren des einfachsten Regressionsmodells. Um die Anpassungsgüte der Modelle unabhängig von der Anzahl an Prädiktoren beurteilen zu können, wird neben p-Wert und -2 Log-Likelihood, das korrigierte Pseudo-R2 nach Nargelkerke berichtet[6]. Stärke und Richtung des Zusammenhangs zwischen den unabhängigen Variablen und der Gruppenzugehörigkeit werden anhand der Odds Ratios (OR) berichtet. Um die praktische Relevanz des Modells einschätzen zu können wurde Nagelkerkes R2in die Effektstärke f nach Cohen (1992) umgerechnet und nach Cohen (1992)[7] klassifiziert.

4 Ergebnisse

4.1 Ablehnungsgründe

Tabelle 2 gibt einen Überblick über die Häufigkeiten der in den Ablehnungsbescheiden der SothA-Tegel genannten Ablehnungsgründe.

Tabelle 2

Gründe der Sozialtherapeutischen Anstalt für die Ablehnung von Bewerbern (n = 26)

Häufigkeitena
AblehnungsgrundabsolutProzent
aktuelle Drogenproblematik830.8
fehlende Wohngruppenfähigkeit519.2
Strafrestzeit zu lang519.2
Strafrestzeit zu kurz415.4
unvollständige Bewerbungsunterlagen eingereicht415.4
zu viele Disziplinarverfahren27.7
fehlende Kapazität27.7
Sonstige830.8
Anmerkungen:

Ablehnungsgründe wie in den Ablehnungsbescheiden der Abgelehnten angegeben. Die Prozentangaben beziehen sich auf die Teilstichprobe (n = 26).

a Mehrfachangaben möglich.

Es ist erkennbar, dass die Ablehnungen am häufigsten mit einer akuten Drogenproblematik (31 %), fehlender Wohngruppenfähigkeit (19 %) oder unpassender Strafrestzeit (zu lang: 19 %, zu kurz: 15 %) begründet wurden, wobei die genauere Untersuchung der Strafrestzeiten zeigte, dass von den fünf Gefangenen, für die eine zu lange Strafrestzeit als offizieller Ablehnungsgrund angegeben wurde, drei Gefangene das Strafrestzeitkriterium von mindestens 24 Monaten und maximal 60 Monaten erfüllten (entsprechend dem Strafrestzeitkriterium der SothA Tegel), und zwei Gefangene Strafrestzeiten von mehr als 60 Monaten aufwiesen. Zugleich zeigte es sich, dass von den vier Gefangenen, für welche eine zu kurze Strafrestzeit als offizieller Ablehnungsgrund angegeben wurde, alle Gefangenen eine Strafrestzeit von weniger als 24 Monaten aufwiesen. Mit der Kategorie »Sonstige« wurden Ablehnungsgründe zusammengefasst, die je einmal genannt wurden, wie beispielsweise ein vorgeschobener Therapiewunsch, da in der SothA bessere Haftbedingungen erwartet wurden, ein nicht feststellbarer Behandlungsbedarf beim Antragsteller, ein offenes Ermittlungsverfahren, ein aktuelles Disziplinarverfahren oder eine fehlende Indikationsempfehlung durch die Einweisungsabteilung. Zudem geht aus den Ablehnungsbescheiden von 25 Abgelehnten hervor (bei einem Gefangenen war hierzu keine Angabe erfolgt), dass es sich bei 12 Gefangenen (48 %) um eine vorläufige und bei 13 Gefangenen (52 %) um eine endgültige Ablehnungsentscheidung handelte. Eine getrennte Darstellung der Ablehnungsgründe von endgültig und vorläufig Abgelehnten ist in Tabelle 3 enthalten. Dieser kann entnommen werden, dass bei endgültig Abgelehnten vor allem eine aktuelle Drogenproblematik (54 %), fehlende Wohngruppenfähigkeit (38 %) und zu kurze Strafrestzeit (31 %) als Ablehnungsgründe angegeben wurden, wohingegen bei den vorläufig Abgelehnten eine zu lange Strafrestzeit (42 %) und/oder unvollständige Bewerbungsunterlagen (33 %) als Ursachen angegeben wurden.

Tabelle 3

Gründe der Sozialtherapeutischen Anstalt für die Ablehnung von Bewerbern, getrennt für endgültig und vorläufig abgelehnte Bewerber (n = 25)

endgültig(n = 13)vorläufig(n = 12)
AblehnungsgrundabsolutProzentabsolutProzent
aktuelle Drogenproblematik753.818.3
fehlende Wohngruppenfähigkeit538.500.0
Strafrestzeit zu lang00.0541.7
Strafrestzeit zu kurz430.800.0
unvollständige Bewerbungsunterlagen eingereicht00.0433.3
zu viele Disziplinarverfahren215.400.0
fehlende Kapazität17.718.3
Sonstige646.2216.7
Anmerkungen:

Die Tabelle bezieht sich auf n = 25 Abgelehnte, da bei einem Abgelehnten keine Angabe über die Vorläufigkeit/Endgültigkeit der Ablehnung in dem Ablehnungsbescheid enthalten war. Die Prozentangaben beziehen sich auf die jeweiligen Teilstichproben (n = 13 bzw. 12).

4.2 Risikopotenziale der abgelehnten und angenommenen Bewerber

Tabelle 4 zeigt die Subskalen- und Gesamtwertunterschiede im LSI-R für den Zeitpunkt der Inhaftierung (t1) und für den Zeitpunkt der Ablehnung/Annahme (t2), sowie die Gruppenunterschiede in der Strafrestzeit zu t2. Es ist erkennbar, dass sich Abgelehnte und Angenommene in ihrem LSI-R Gesamtwert weder zu t1 noch zu t2 unterschieden (t1: t(71) = -.57, p = ns. ; t2: t(64) = 1.01, p = ns.).

Im Hinblick auf die LSI-R-Subskalen zeigt Tabelle 4 jedoch, dass sich Abgelehnte und Angenommene zu t1 in den Subskalen Freizeitgestaltung (t(71) = -2.70, p < .01, d = .58), Emotionale/Personale Beeinträchtigung (t(71) = 2.22, p < .05, d = .52), sowie Einstellungen/Orientierungen/Werthaltungen (t(71) = -2.45, p < .05, d = .61) signifikant unterschieden, wobei die Abgelehnten in den Subskalen Freizeitgestaltung (MAbgelehnte = 1.92, MAngenommene = 1.63) und Einstellungen/Orientierungen/Werthaltungen (MAbgelehnte = 2.31, MAngenommene = 1.60) höhere Ausprägungen aufwiesen als die Angenommenen. Im Gegensatz hierzu erreichten die Abgelehnten in der Subskala Emotionale/Personale Beeinträchtigung zu t1 signifikant geringere Werte als die Angenommenen (MAbgelehnte = 1.27, MAngenommene = 1.83). Zum Zeitpunkt t2 unterschieden sich Abgelehnte und Angenommene in keiner der Subskalen.

Tabelle 4:

Kriminogene Risikopotenziale der Abgelehnten und Angenommenen zu den Zeitpunkten t1und t2

AbgelehnteAngenommene
t1M(SD)aM (SD)tdfpd b
kriminelle Vorgeschichte6.12 (2.41)5.37 (2.79)-1.1571.25
Ausbildung/Erwerbstätigkeit6.12 (2.23)5.58 (2.67)-.8771.39
finanzielle Situation1.31 (.79)1.36 (.71).3071.77
Familie/Partnerschaft1.92 (1.13)2.18 (1.18).8871.38
Wohnsituationc.35 (.49).49 (.62)1.0262.8.38
Freizeitgestaltungc 1.92 (.27)1.63 (.66)-2.7067.1.01.57
Freundschaften/Bekanntschaften2.46 (1.36)2.14 (1.62)-.8471.40
Alkohol-/Drogenproblematik2.85 (2.66)3.31 (2.77).6971.48
emotionale/personale

Beeinträchtigung
1.27 (1.19)1.83 (.94)2.2271.03.52
Einstellungen/Orientierungen/Werthaltungen2.31 (1.05)1.60 (1.26)-2.4571.02.61
LSI-R Gesamtwert26.62 (7.10)25.48 (8.71)-.5771.57
t2
kriminelle Vorgeschichte6.05 (2.46)5.72 (2.75)-.4664.65
Ausbildung/Erwerbstätigkeit3.63 (2.89)5.02 (2.84)1.7964.08(.49)
finanzielle Situation1.05 (.91)1.28 (.79)1.0264.31
Familie/Partnerschaft1.84 (1.34)2.20 (1.13)1.1064.28
Wohnsituationc.26 (.45).51 (.62)1.8045.5.08(.46)
Freizeitgestaltung1.63 (.60)1.48 (.73)-.7864.40
Freundschaften/Bekanntschaften2.21 (1.58)2.11 (1.55)-.2364.82
Alkohol-/Drogenproblematik2.26 (2.40)3.04 (2.73)1.0964.28
emotionale/personale

Beeinträchtigungc
1.47 (1.26)1.87 (.89)1.2325.5.23
Einstellungen/Orientierungen/Werthaltungen1.95 (1.13)1.41 (1.20)-1.6764.10
LSI-R Gesamtwert22.37 (7.68)24.64 (8.51)1.0164.32
Anmerkungen:

Zu t1 mit N = 73 (Abgelehnte: n = 26; Angenommene: n = 47) und zu t2 mit N = 66 (Abgelehnte: n = 19; Angenommene n = 47) für die Werte des LSI-R, da aufgrund einer unzureichenden Datenbasis zu t2 das LSI-R bei 7 Gefangenen nicht erhoben werden konnte.

a Bezogen auf 1000 Bootstrapping-Stichprobe.

b Effektstärke d nach Cohen (1992) für signifikante Ergebnisse (marginale Ergebnisse in Klammern): klein = .20; mittel = .50; groß = .80.

c Aufgrund der fehlenden Varianzhomogenität nach Levene-Test werden die Kennwerte für Varianzeninhomogenität berichtet.

d Bezogen auf N = 73 zu t2 (Abgelehnte: n = 26; Angenommene: n = 47).

4.3 Vorhersage der Gruppenzugehörigkeit

Anhand einer logistischen Regression sollte geprüft werden, welche der erfassten Merkmale der abgelehnten und aufgenommenen Bewerber die Gruppenzugehörigkeit (Ablehnung/Annahme) vorhersagen. Da im ersten Schritt die LSI-R-Subskalen Ausbildung/Erwerbstätigkeit, Wohnsituation, Emotionale/Personale Beeinträchtigung, Einstellungen/Orientierungen/Werthaltungen sowie die Länge der Freiheitsstrafe und die Strafrestzeit zu t2 das vorgegebene Kriterium von p ≤ .2 erfüllten (siehe Tabelle 4), wurden diese Variablen als Prädiktoren in das erste Modell aufgenommen. Im zweiten Schritt wurden anhand der logistischen Regression mittels Rückwärtsselektion die LSI-R-Subskalen Wohnsituation und Emotionale/Personale Beeinträchtigung sowie die Länge der Freiheitsstrafe aus dem Modell (p = .004, -2 Log-Likelihood = 53.16, Nagelkerke R2 = .33) entfernt. Entsprechend enthielt das einfachste Modell, welches die Gruppenzugehörigkeit noch bestmöglich vorhersagen konnte, die LSI-R-Subskalen Ausbildung/Erwerbstätigkeit und Einstellungen/Orientierungen/Werthaltungen (p = .002, -2 Log-Likelihood = 53.42, Nagelkerke R2 = .33).

Tabelle 5 zeigt die Ergebnisse der Regressionsanalyse und es ist erkennbar, dass das Regressionsmodell als Ganzes (χ2(3) = 15.19, p = .002) wie auch die einzelnen Prädiktoren signifikant wurden. So konnte die Gruppenzugehörigkeit von 33 % der Abgelehnten (n = 10) und 96 % der Angenommenen (n = 45) richtig vorhergesagt werden. Steigt der Wert in den Skalen Ausbildung/Erwerbstätigkeit um einen Punkt, so sinkt die Wahrscheinlichkeit abgelehnt zu werden um 32 %. Steigt hingegen der Wert in der Skala Einstellungen/Orientierungen/Werthaltungen um einen Punkt, so steigt die Wahrscheinlichkeit abgelehnt zu werden um das 2,35-fache. Die Strafrestzeit hatte nur einen marginalen Einfluss auf die Aufnahme. Steigt die Strafrestzeit um einen Punkt bzw. einen Monat, sinkt die Wahrscheinlichkeit zur Ablehnung um 2 %.

Tabelle 5

Binäre logistische Regression zur Vorhersage der Gruppenzugehörigkeit (N = 62a)

95-%-CI für OR
βSEWaldpORUntergrenzeObergrenze
Ausbildung/Erwerbstätigkeit-.38.156.78.01.68.51.91
Einstellungen/Orientierungen/Werthaltungen.85.356.00.012.351.194.64
Strafrest-.03.022.70.11.98.951.01
Konstante.241.21.04.841.27
χ2(3)15.19**
-2 Log-Likelihood53.42
Anmerkungen:

95-%-Konfidenzintervall, SE, Wald und p. R2 = 29 (Nagelkerke) Multikollinearität konnte nach Bowerman und O’Connell (1990) ausgeschlossen werden (alle VIF ≤ 10).

a Wegen unzureichender Datenbasis zu t2 konnte das LSI-R bei 7 Abgelehnten nicht erhoben werden.

5 Diskussion

Ziel der vorliegenden Studie war die Untersuchung von Straftätern, deren Bewerbung für die Aufnahme in die SothA Tegel abgelehnt wurden. Dabei zeigte sich zunächst, dass die SothA Tegel die Ablehnungen am häufigsten mit einer zu langen oder zu kurzen Strafrestzeit, einer vorliegenden Drogenproblematik und/oder fehlenden Wohngruppenfähigkeit begründete. Die Relevanz des formalen Kriteriums der Strafrestzeit, die sich aus der Häufigkeit offiziell genannter Ablehnungsgründe ableiten lässt, steht im Einklang mit dem Ergebnis von Dünkel (1980), wonach 16 % der Ablehnungen (bezogen auf alle Ablehnungsgründe, ohne Mehrfach­nennungen) mit einer zu kurzen oder zu langen Strafrestzeit begründet wurden. Darüber hinaus konnte in der vorliegenden Studie gezeigt werden, dass alle Antragsteller, bei denen die Ablehnung damit begründet wurde, dass sie eine zu kurze Strafrestzeit aufweisen, diese auch tatsächlich kürzer als 24 Monate war, wohingegen bei Antragstellern, welche offiziell wegen einer zu langen Strafrestzeit abgelehnt wurden, nur zwei eine tatsächliche Strafrestzeit von mehr als 60 Monaten aufwiesen und drei das vorgegebene Strafrestzeitkriterium eigentlich erfüllten (entsprechend der Indikationskriterien der SothA Tegel). Warum für letztere die Strafrestzeit als Ablehnungsgrund genannt wurde, obgleich sie das vorgegebene Strafrestzeitkriterium der SothA Tegel erfüllten, und ob andere, nicht genannte Gründe zur Ablehnung beigetragen haben, kann nicht abschließend beantwortet werden. So konnten weder die Länge der Freiheitsstrafe noch die Strafrestzeit die Aufnahme in die SothA vorhersagen, auch wenn es Unterschiede zwischen den beiden Gruppen gab. Eine mögliche Erklärung wäre allerdings, dass die voraussichtlich notwendige Behandlungsdauer der drei Betroffenen ihre Strafrestzeit noch unterschritt.

Ob eine unpassende Strafrestzeit überhaupt zu einer Behandlungsablehnung führen sollte, ist zumindest im Falle einer vorliegenden Behandlungsindikation zu hinterfragen. Darüber hinaus konnte in der vorliegenden Untersuchung von Unterschieden zwischen Abgelehnten und Angenommenen in der Strafrestzeit zu t2 kein Unterschied gefunden werden,was darauf hinweisen könnte, dass eine tatsächliche Strafrestzeit, die außerhalb des Strafrestzeitkriteriums der SothA Tegel liegt, nicht zwangsläufig zu einer Ablehnung führt. Um zu explorieren, ob eine unpassende Strafrestzeit zu t2 zwangsläufig zu einer Ablehnung führt, wurde post hoc untersucht, ob und wenn ja wie viele der Angenommenen zu t2 über eine Strafrestzeit von weniger als 24 Monaten oder mehr als 60 Monaten verfügten. Dabei zeigte es sich, dass dies immerhin auf 17 von 47 Angenommenen (36 %) zutraf, wobei von zwei Angenommenen die Strafrestzeit kürzer als 24 Monate war und bei 15 Angenommenen die Strafrestzeit länger als 60 Monate war. Insofern kann davon ausgegangen werden, dass eine unpassende Strafrestzeit offenbar nicht in jedem Fall zu einer negativen Indikationsentscheidung von der SothA Tegel führt.

Die Untersuchung der Unterschiede zwischen abgelehnten und angenommenen Straftätern in den LSI-R-Subskalen für den Zeitpunkt der Inhaftierung (t1) ergab, dass die Abgelehnten über eine vergleichsweise bessere psychische Stabilität verfügten (signifikant geringere Werte in der LSI-R-Subskala geringe Emotionale/Personale Beeinträchtigung), schlechtere Kompetenzen zur strukturierten Freizeitgestaltung aufwiesen (signifikant höhere Werte in der LSI-R-Subskala Freizeitgestaltung) sowie antisozialere und stärker delinquenzfördernde Einstellungen hatten (signifikant höhere Werte in der LSI-R-Subskala Einstellungen/Orientierungen/Werthaltungen). Zum Zeitpunkt der Ablehnung/Annahme (t2) zeigte sich hingegen weder die Subskalen noch der Gesamtwert im LSI-R einen signifikanten Unterschied. In Bezug auf das allgemeine Rückfallrisiko, welches durch den Gesamtwert des LSI-R erfasst wird, konnte in der vorliegenden Studie kein Unterschied zwischen Abgelehnten und Angenommenen zu t1 oder t2 gefunden werden, was auf einen vergleichbaren Bedarf an rückfallsenkenden Maßnahmen hinweist. Weiterhin wurde eine unerwartete Veränderung der LSI-Gesamtwerte insbesondere in der Gruppe der Abgelehnten festgestellt (t1MAbgelehnte = 26.62, t2MAbgelehnte = 22.37), während die Reduktion in der Gruppe der Angenommenen deutlich kleiner ausfiel (t1MAbgelehnte = 25.48, t2MAbgelehnte = 24.64). Um diese unerwarteten Veränderungen statistisch abzusichern, wurde eine post hoc Multivariate Varianzanalyse mit Messwiederholung durchgeführt. Das Modell stellte einen signifikanten Interaktionseffekt zwischen den Messzeitpunkten und der Gruppenzugehörigkeit fest. So gab es über die Messzeitpunkte einen signifikanten Unter­schied mit einer mittleren Effektstärke (F(1) = 6.25, p < .05, η²p = .09[8]) und die Risikofaktoren im LSI-R sanken in der Gruppe der dann abgelehnten Bewerber signifikant stärker als in der Gruppe der Angenommenen. Eine logistische Regressionsanalyse bestätigte dabei, dass mit zunehmender Reduktion der Risiken nach LSI-R die Wahrscheinlichkeit zur Ablehnung um 24 % stieg (OR = 1.24, p < .02). In diesem Sinne scheint es, dass diejenigen Straftäter, die sich auch ohne Behandlung verändern, von der SothA eher abgelehnt werden. Sollte sich diese Veränderung im weiteren Haftverlauf der Abgelehnten auch ohne Behandlung fortsetzen, so wäre eine negative Indikationsentscheidung Abgelehnter durchaus begründet. Auch im Hinblick auf die Forschungsergebnisse zum Risikoprinzip des RNR-Modells (Andrews et al. 1990), wonach die Behandlungseffektivität größer ist, wenn die Behandlungsintensität am Rückfallrisiko des Gefangenen ausgerichtet wird (Andrews et al. 1990; Dowden & Andrews 1999; Hanson et al. 2009; Makarios et al. 2014), wäre eine intensive Behandlung der Abgelehnten durch die niedrige Risikoeinstufung zu t2 nicht zu rechtfertigen. Wie sich das Rückfallrisiko der Abgelehnten im weiteren Haftverlauf entwickelt und ob die Abgelehnten an rückfallreduzierenden Maßnahmen des Regelvollzugs teilnehmen, ist unbeantwortet und sollte Gegenstand zukünftiger Forschungsarbeiten sein.

Auch die LSI-R-Subskalenwerte Ausbildung/Erwerbstätigkeit und Einstellungen/Orientierungen/Werthaltungen zu t2 sagten eine Ablehnung bzw. Annahme signifikant vorher. Die zunächst etwas erwartungswidrig anmutende Feststellung, dass höhere Risikowerte im Leistungsbereich eine Aufnahme in die SothA zu begünstigen scheinen, könnte dadurch erklärt werden, dass Straftäter mit einer fehlenden Integration in einem beruflichen Verhältnis besser zu den interdisziplinären Ansätzen der Einrichtung passen, welche ja nicht nur psychotherapeutische sondern auch soziale Reintegrationsmaßnahmen anbieten. Dass die Passung zwischen Klienten und Maßnahme die Wirksamkeit der Straftäterbehandlung maßgeblich beeinflusst, wurde bereits einleitend im Zusammenhang mit den Ausführungen zum RNR-Modell dargestellt. Im Rahmen der Indikationsentscheidung wird dieser Aspekt durch das Kriterium der Therapiefähigkeit berücksichtigt, welche dann als gegeben angenommen wird, wenn die rückfallrelevanten Eigenschaften des Gefangenen durch das verfügbare Therapieangebot erfolgreich adressiert werden können (Bosold 2008; Bussmann et al. 2007; Dahle 1997; Egg 2008b). Offenbar gehen die Entscheidungsträger der SothA Tegel davon aus, dass wenig gesellschaftlich integrierte Gefangene durch das Angebot der SothA Tegel bedarfsgerecht und erfolgreich behandelt werden können, um letztlich eine positive Indikationsentscheidung zu treffen.

Andererseits geht aus den Ergebnissen der Regressionsanalyse hervor, dass antisoziale und deliktfördernde Einstellungen eines Gefangenen die Indikationsentscheidung negativ beeinflussen. Im Sinne des RNR-Modells (Andrews et al. 1990) handelt es sich bei einer antisozialen Grundhaltung allerdings um einen prinzipiell veränderbaren Risikofaktor, der im Sinne des Bedürfnisprinzips therapeutisch zu behandeln ist (Andrews & Bonta 2010; Andrews et al. 2011; Vitopoulos et al. 2012). Da jedoch die Subskala Einstellungen/Orientierungen/Werthaltungen auch Facetten der Therapiemotivation erfasst, können die Ergebnisse von Jones et al. (2006) sowie von Dolan und Fullam (2005) zumindest teilweise bestätigt werden, wonach u. a. die Therapiemotivation und das Ausmaß, in welchem die Tat geleugnet wird, mit einer Behandlungsablehnung zusammenhängen. In der Praxis ist die Ablehnung wegen unzureichender Therapiemotivation hingegen nachvollziehbar, da gering motivierte Straftäter eine Behandlung häufiger abbrechen (Drieschner & Verschuur 2010; Olver et al. 2011), das Behandlungsziel seltener erreichen (Taft et al. 2003) und durch ihr Verhalten den Therapieerfolg anderer Straftäter gefährden (Suhling et al. 2013).

Einschränkend ist jedoch anzumerken, dass die Abgelehnten anhand der LSI-Risikofaktoren deutlich schlechter identifiziert werden konnten (33 %) als die Angenommenen (96 %). Diese Disparität lässt sich möglicherweise dadurch begründen, dass in der Mehrheit der Fälle eher formale Gründe den Ablehnungen zu Grunde lagen, wie z. B. die Strafrestzeit, welche ja kein direktes rückfallrelevantes Merkmal von Inhaftierten darstellt. Um eine genauere Prüfung einzelner formaler und inhaltlicher Gründe vorzunehmen, ist jedoch eine größere Stichprobe vor allem der endgültig Abgelehnten notwendig.

Die Verallgemeinerbarkeit der vorliegenden Befunde und hierauf fußende Schlussfolgerungen sind zu diesem Zeitpunkt eingeschränkt. So ist von hier aus nicht überprüfbar, ob die Liste der Vollzugsgeschäftsstelle der Justizvollzugsanstalt Tegel vollständig war und tatsächlich alle Bewerber enthielt, die zwischen 2011 und 2014 von der SothA Tegel abgelehnt wurden. Vor dem Hintergrund, dass eine erschöpfende Sichtung aller Gefangenenakten notwendig gewesen wäre, um die Vollständigkeit der Liste zu prüfen, wurde diese Unschärfe jedoch in Kauf genommen, wodurch offen bleibt, ob noch mehr Gefangene von einer Ablehnung durch die SothA Tegel betroffen waren, deren Aufnahme in die Studie möglicherweise Einfluss auf die erzielten Ergebnisse genommen hätte. Eine zusätzliche Limitation besteht darin, dass die Prüfung der rückfallrelevanten Risikofaktoren anhand des LSI-R retrospektiv durch Projektmitarbeiterinnen durchgeführt wurde und nicht durch die tatsächlichen Entscheidungsträger für die Ablehnungen. Somit wurden die Einschätzungen durch die Qualität der bestehenden Dokumentationen in den Gefangenenpersonalakten beeinflusst. Um die Aufnahmepraxis genauer zu untersuchen, sollten zukünftige Studien als eine prospektive Untersuchung erfolgen. Weiterhin ist anzumerken, dass die Erhebung der Gruppe der Abgelehnten von einer einzelnen Person durchgeführt wurde und die der Angenommenen durch verschiedene Mitarbeiter des Evaluationsprojekts. Obgleich die deutsche Version des LSI-R generell eine hohe Interraterreliabilität (ICC = .93) aufweist (Dahle 2006), können so systematische Rater-Unterschiede bei der Datenerhebung nicht vollständig ausgeschlossen werden, deren Ausmaß wegen der fehlenden Bestimmung der Interraterreliabilität in der vorliegenden Studie nicht abschließend eingeschätzt werden kann. Zudem ist im Hinblick auf die Güte des Regressionsmodells kritisch anzumerken, dass die Gruppe der Angenommenen durch die drei Prädiktoren des Modells deutlich sicherer vorhergesagt wurden als die Abgelehnten. So betrug die Spezifität 94 % (die Wahrscheinlichkeit, dass für einen Angenommenen die richtige Gruppenzugehörigkeit vorhergesagt wird) und die Sensitivität lediglich 42 % (die Wahrscheinlichkeit, dass für einen Abgelehnten die richtige Gruppenzugehörigkeit vorhergesagt wird). Auch wurde die LSI-R-Subskala Einstellungen/Orientierungen/Werthaltungen nicht konzipiert, um die Behandlungsmotivation von Straftätern zu erfassen, sondern um das Ausmaß einer delinquenten und antisozialen Einstellung zu beurteilen. Dementsprechend kann in der vorliegenden Untersuchung nicht abschließend geklärt werden, ob die Indikationsentscheidung tatsächlich von der Therapiemotivation beeinflusst wird oder von der antisozialen und delinquenten Einstellung. So ist im Hinblick auf die Diskussion der Therapiemotivation als Indikationskriterium sozialtherapeutischer Einrichtungen eine differenzierte Untersuchung der Therapiemotivation abgelehnter und angenommener Gefangener zu empfehlen.

Trotz der methodischen Einschränkungen leistet die Arbeit einen wichtigen Beitrag zur Forschung im Bereich der Behandlungsindikation sozialtherapeutischer Einrichtungen und bietet Anknüpfungspunkte für zukünftige Studien. Insbesondere durch das Inkrafttreten des Berliner StVollzG sind Gefangene mit einer erheblichen Gefährlichkeit (§ 18 Abs. 1) in einer sozialtherapeutischen Einrichtung unterzubringen. Dabei bezieht sich die erhebliche Gefährlichkeit auf schwerwiegende Gewalt- sowie Sexualstraftaten (§ 18 Abs. 2), so dass die Behandlung von Gewaltstraftätern einen größeren Raum einnehmen könnte (vgl. Etzler 2016).

Empfohlen wird daher die Untersuchung des Haftverlaufs abgelehnter Straftäter mit einem Fokus auf die Teilnahme an dem Behandlungsangebot im Regelvollzug, wobei im Falle der fehlenden Behandlungsteilnahme auch zu untersuchen wäre, ob das Rückfallrisiko bereits ohne Behandlung sinkt. Diese Erkenntnisse könnten die sozialtherapeutischen Einrichtungen dabei unterstützen, die Behandlung von Personen, die sich auch ohne Sozialtherapie verändern, in den Regelvollzug auszulagern. Zudem sollte geprüft werden, ob der Regelvollzug über ein Behandlungskonzept verfügt, welches auf die Aufnahme in eine sozialtherapeutische Einrichtung vorbereitet und sich beispielsweise positiv auf die Therapiemotivation und Wohngruppenfähigkeit auswirkt. Alternativ könnte für den Regelvollzug ein Behandlungskonzept erarbeitet werden, welches auf Straftäter ausgerichtet ist, die aufgrund ihrer Eigenschaften (z. B. geringe Wohngruppenfähigkeit, aktueller Drogenkonsum, geringe Veränderungsmotivation) derzeit nicht in einer sozialtherapeutischen Einrichtung behandelt werden können, aber dennoch behandlungsbedürftig sind.


Anmerkung

Geteilte Erstautorenschaft: Die beiden Autorinnen haben gleichermaßen zum Artikel beigetragen.


Literatur

Alex, M. (2006). Sozialtherapie unter den Bedingungen der Gesetzesverschärfungen seit 1998 unter besonderer Berücksichtigung von vorbehaltener und nachträglicher Sicherungsverwahrung. Strafverteidiger 26, 105–108.Search in Google Scholar

Andrews, D.A. & Bonta, J. (eds.) (1995). LSI-R, The Level of Service Inventory-Revised. Toronto, Canada: Multi-Health Systems.Search in Google Scholar

Andrews, D.A. & Bonta, J. (eds.) (2010). The Psychology of Criminal Conduct. 5th ed. New Providence, NJ: Lexis Nexis/Anderson Pub.Search in Google Scholar

Andrews, D.A., Bonta, J. & Hoge, R.D. (1990). Classification for Effective Rehabilitation, Rediscovering Psychology. Criminal Justice and Behavior 17, 19–52.10.1177/0093854890017001004Search in Google Scholar

Andrews, D.A., Bonta, J., Hoge, R.D. & Wormith, J.S. (2011). The Risk-Need-Responsivity (RNR) Model, Does Adding the Good Lives Model Contribute to Effective Crime Prevention? Criminal Justice and Behavior 38, 735–755.10.1177/0093854811406356Search in Google Scholar

Andrews, D.A., Zinger, I., Hoge, R.D., Bonta, J., Gendreau, P. & Cullen, F.T. (1990). Does Correctional Treatment Work? A Clinically Relevant and Psychologically Informed Meta-Analysis. Criminology 28, 369–404.10.1111/j.1745-9125.1990.tb01330.xSearch in Google Scholar

Behnke, M. (2004). Behandlung und Behandlungsplanung, in: W. Pecher (Hrsg.), Justizvollzugspsychologie in Schlüsselbegriffen (26–39). Stuttgart: Kohlhammer.Search in Google Scholar

Bonta, J. & Andrews, D.A. (eds.) (2017). The Psychology of Criminal Conduct. 6th ed. New York, NY: Routledge.Search in Google Scholar

Bortz, J., Lienert, G.A. & Boehnke, K. (2008). Verteilungsfreie Methoden in der Biostatistik. 3. Aufl. Berlin, Heidelberg: Springer.Search in Google Scholar

Bortz, J. & Schuster, C. (Hrsg.) (2010). Statistik für Human- und Sozialwissenschaftler. 7. Aufl. Berlin, Heidelberg: Springer.10.1007/978-3-642-12770-0Search in Google Scholar

Bosold, C. (2008). Therapieindikation bei der Straftäterbehandlung. In R. Volbert & M. Steller (Hrsg.), Handbuch der Rechtspsychologie (144–151). Göttingen: Hogrefe.Search in Google Scholar

Bowerman, B.L. & O’Connell, R.T. (eds.) (1990). Linear Statistical Models. An applied approach. 2nd ed. Belmont, CA: Duxbury Press.Search in Google Scholar

Breuer, M., Endres, J., Heller, N. & Pecher, W. (2017). Modellprojekt zur Therapie mit langstrafigen Gefangenen zu Beginn der Haft. Forum Strafvollzug 66, 11–15.Search in Google Scholar

Bundeskriminalamt (BKA) (Hrsg.) (2014). Polizeiliche Kriminalstatistik. Bundesrepublik Deutschland. Jahrbuch 2013. Wiesbaden.Search in Google Scholar

Bussmann, K.-D., Seifert, S. & Richter, K. (2007). Sozialtherapie im Strafvollzug, Die kriminologische Evaluation der Sozialtherapeutischen Anstalt Halle (Saale). In F. Lösel, D. Bender & J.-M. Jehle (Hrsg.), Kriminologie und wissensbasierte Kriminalpolitik. Entwicklungs- und Evaluationsforschung (279–294). Mönchengladbach: Forum Verlag Godesberg.Search in Google Scholar

Callies, R.-F. & Müller-Dietz, H. (Hrsg.) (2008). Strafvollzugsgesetz (Beck’sche Kurzkommentare Bd. 19, 11. Aufl.) München: Beck.Search in Google Scholar

Cohen, J. (1992). A Power Primer. Quantitative Methods in Psychology 112, 155–159.10.1037/0033-2909.112.1.155Search in Google Scholar

Crane, C.A., Eckhardt, C.I. & Schlauch, R.C. (2015). Motivational Enhancement Mitigates the Effects of Problematic Alcohol Use on Treatment Compliance Among Partner Violent Offenders, Results of a Randomized Clinical Trial. Journal of Consulting and Clinical Psychology 83, 689–695.10.1037/a0039345Search in Google Scholar

Dahle, K.-P. (1995). Therapiemotivation hinter Gittern. Zielgruppenorientierte Entwicklung und Erprobung eines Motivationskonstrukts für die therapeutische Arbeit im Strafvollzug. Regensburg: S. Roderer Verlag.Search in Google Scholar

Dahle, K.-P. (1997). Therapie und Therapieindikation bei Straftätern. In M. Steller & R. Volbert (Hrsg.), Psychologie im Strafverfahren. Ein Handbuch (142–159). Bern: Huber.Search in Google Scholar

Dahle, K.-P. (2006). Strengths and Limitations of Actuarial Prediction of Criminal Reoffence in a German Prison Sample, a Comparative Study Of LSI-R, HCR-20 and PCL-R. International Journal of Law and Psychiatry 29, 431–442.10.1016/j.ijlp.2006.03.001Search in Google Scholar

Dahle, K.-P., Harwardt, F. & Schneider-Njepel, V. (Hrsg.) (2012). LSI-R-Inventar zur Einschätzung des Rückfallrisikos und des Betreuungs- und Behandlungsbedarfs von Straftätern. Göttingen: Hogrefe.Search in Google Scholar

Dahle, K.-P., Schneider, V. & Ziehten, F. (2007). Standardisierte Instrumente zur Kriminalprognose. Forensische Psychiatrie, Psychologie, Kriminologie 1, 15–26.10.1007/s11757-006-0004-6Search in Google Scholar

Dolan, M. & Fullam, R. (2005). Factors Influencing Treatment Entry in Sex Offenders Against Children. Medicine, Science and the Law 45, 303–310.10.1258/rsmmsl.45.4.303Search in Google Scholar

Dowden, C. & Andrews, D.A. (1999). What Works for Female Offenders. A Meta-Analytic Review. Crime & Delinquency 45, 438–452.10.1177/0011128799045004002Search in Google Scholar

Drieschner, K.H. & Verschuur, J. (2010). Treatment Engagement as a Predictor of Premature Treatment Termination and Treatment Outcome in a Correctional Outpatient Sample. Criminal Behaviour and Mental Health 20, 86–99.10.1002/cbm.757Search in Google Scholar

Dünkel, F. (1980). Legalbewährung nach sozialtherapeutischer Behandlung. Eine empirische vergleichende Untersuchung anhand der Strafregisterauszüge von 1503 in den Jahren 1971–1974 entlassenen Strafgefangenen in Berlin-Tegel. Berlin: Duncker & Humblot. 10.3790/978-3-428-44760-2Search in Google Scholar

Dünkel, F. & Geng, B. (2003). Rückfall und Bewährung von Karrieretätern nach Entlassung aus dem sozialtherapeutischen Behandlungsvollzug und aus dem Regelvollzug. In M. Steller, K.-P. Dahle & M. Basqué (Hrsg.), Straftäterbehandlung. Argumente für eine Revitalisierung in Forschung und Praxis (35–59). 2. Aufl. Herbolzheim: Centaurus.Search in Google Scholar

Efron, B. & Tibshirani, R.J. (eds.) (1993). An Introduction to the Bootstrap. New York, London: Chapman and Hall/CRC.10.1007/978-1-4899-4541-9Search in Google Scholar

Egg, R. (2008a). Institutionen der Straftäterbehandlung. In R. Volbert & M. Steller (Hrsg.), Handbuch der Rechtspsychologie (99–106). Göttingen: Hogrefe.Search in Google Scholar

Egg, R. (2008b). Sozialtherapeutische Einrichtungen. In R. Volbert & M. Steller (Hrsg.), Handbuch der Rechtspsychologie (119–127). Göttingen: Hogrefe.Search in Google Scholar

Egg, R., Pearson, F.S., Cleland, C.M. & Lipton, D.S. (2001). Evaluation von Straftäterbehandlungsprogrammen in Deutschland, Überblick und Meta-Analyse. In G. Rehn, B. Wischka, F. Lösel & M. Walter (Hrsg.), Behandlung »gefährlicher Straftäter«. Grundlagen, Konzepte, Ergebnisse (321–347). Herbolzheim: Centaurus.Search in Google Scholar

Egg, R. & Spöhr, M. (2007). Sozialtherapie im deutschen Justizvollzug, Aktuelle Entwicklungen und Versorgungsstand. Forensische Psychiatrie, Psychologie, Kriminologie 1, 200–2008.10.1007/s11757-007-0032-xSearch in Google Scholar

Etzler, S. (2014). Sozialtherapie im Strafvollzug 2014, Ergebnisübersicht zur Stichtagserhebung zum 31.03.2014. Kriminologische Zentralstelle (KrimZ) (Hrsg.); http://www.krimz.de/fileadmin/dateiablage/forschung/texte/Sozialtherapie_im_Strafvollzug_2014.pdf [08.07.2017].Search in Google Scholar

Etzler, S. (2016). Sozialtherapie im Strafvollzug 2016, Ergebnisübersicht zur Stichtagserhebung zum 31.03.2016. Kriminologische Zentralstelle (KrimZ) (Hrsg.); http://www.krimz.de/fileadmin/dateiablage/E- Publikationen/BM-Online/bm-online6.pdf [31.06.2016].Search in Google Scholar

Fass, T.L., Heilbrun, K., Dematteo, D. & Fretz, R. (2008). The LSI-R and the COMPAS. Validation Data on Two Risk-Needs Tools. Criminal Justice and Behavior 35, 1095–1108.10.1177/0093854808320497Search in Google Scholar

Field, A. (ed.) (2013). Discovering Statistics using IBM SPSS Statistics. 4th ed. Los Angeles: Sage.Search in Google Scholar

Fritz, C.O., Morris, P.E. & Richler, J.J. (2012). Effect Size Estimates, Current Use, Calculations, and Interpretation. Journal of Experimental Psychology, General 141, 2–18.10.1037/a0024338Search in Google Scholar

Hanson, R.K., Bourgon, G., Helmus, L. & Hodgson, S. (2009). The Principles of Effective Correctional Treatment also apply to Sexual Offenders. A Meta-Analysis. Criminal Justice and Behavior 36, 865–891.10.1177/0093854809338545Search in Google Scholar

Hefendehl, R. (2013). Die Sozialtherapie als Spielball von Kriminalpolitik und Praxis des Strafvollzugs? In G. Wößner, R. Hefendehl & H.-J. Albrecht (Hrsg.), Sexuelle Gewalt und Sozialtherapie. Bisherige Daten und Analysen zur Längsschnittstudie »Sexualstraftäter in den sozialtherapeutischen Abteilungen des Freistaates Sachsen« (1–15). Berlin: Duncker & Humblot.Search in Google Scholar

Hosmer, D.W., Lemeshow, S. & Sturdivant, R.X. (eds.) (2013). Applied Logistic Regression. 3rd ed. Hoboken, NJ: John Wiley & Sons.10.1002/9781118548387Search in Google Scholar

Hosser, D. & Boxberg, V. (2014). Intramurale Straftäterbehandlung. In T. Bliesener, F. Lösel & G. Köhnken (Hrsg.), Lehrbuch Rechtspsychologie (446–469). Bern: Huber.Search in Google Scholar

Jehle, J.-M., Albrecht, H.-J., Hohmann-Fricke, S. & Tetal, C. (2016). Legalbewährung nach strafrechtlichen Sanktionen. Eine bundesweite Rückfalluntersuchung 2010 bis 2013 und 2004 bis 2013. Bundesministerium für Justiz und Verbraucherschutz (Hrsg.), Recht. Mönchengladbach: Forum Verlag Godesberg.Search in Google Scholar

Jones, N., Pelissier, B. & Klein-Saffran, J. (2006). Predicting Sex Offender Treatment Entry Among Individuals Convicted of Sexual Offense Crimes. Sexual Abuse, A Journal of Research and Treatment 18, 83–98.10.1177/107906320601800106Search in Google Scholar

Laubenthal, K. (Hrsg.) (2015). Strafvollzug. 7. Aufl. Heidelberg: Springer.10.1007/978-3-642-54819-2Search in Google Scholar

Lowenkamp, C.T., Pealer, J., Smith, P. & Latessa, E.J. (2006). Adhering to the Risk and Need Principles, Does It Matter for Supervision-Based Programs? Federal Probation 70, 3–8.Search in Google Scholar

Lösel, F. (2003). Meta-analytische Beiträge zur wiederbelebten Diskussion des Behandlungsgedankens. In Steller, M., Dahle, K.-P. & Basqué, M. (Hrsg.), Straftäterbehandlung. Argumente für eine Revitalisierung in Forschung und Praxis (13–34). 2. Aufl. Herbolzheim: Centaurus.Search in Google Scholar

Makarios, M., Sperber, K.G. & Latessa, E.J. (2014). Treatment Dosage and the Risk Principle, A Refinement and Extension. Journal of Offender Rehabilitation 53, 334–350.10.1080/10509674.2014.922157Search in Google Scholar

McFadden, D. (1974). Conditional Logit Analysis of Qualitative Choice Behavior. In P. Zarembka (ed.), Frontiers in Econometrics (105–142). New York, London: Academic Press.Search in Google Scholar

Musterentwurf zum Landesstrafvollzugsgesetz vom 23. August 2011; https://www.sachsen-anhalt.de/fileadmin/Bibliothek/Politik_und_Verwaltung/MJ/MJ/jv/landesstrafvollzugsgesetz.pdf [21.05.2017].Search in Google Scholar

Olver, M. E., Stockdale, K.C. & Wormith, J.S. (2011). A Meta-Analysis of Predictors of Offender Treatment Attrition and Its Relationship to Recidivism. Journal of Consulting and Clinical Psychology 79, 6–21.10.1037/a0022200Search in Google Scholar

Papalia, N., Spivak, B., Daffern, M. & Ogloff, J.R.P. (2019). A meta‐analytic review of the efficacy of psychological treatments for violent offenders in correctional and forensic mental health settings. Clinical Psychology: Science and Practice 26, 1–28.10.1111/cpsp.12282Search in Google Scholar

Paul, K. & Moser, K. (2001). Negatives psychisches Befinden als Wirkung und als Ursache von Arbeitslosigkeit, Ergebnisse einer Metaanalyse. In J. Zempel, J. Bacher & K. Moser (Hrsg.), Erwerbslosigkeit. Ursachen, Auswirkungen und Interventionen (83–110). Wiesbaden: Springer.Search in Google Scholar

Schöch, H. (2008). Psychisch kranke Gefangene im Strafvollzug. Forensische Psychiatrie und Psychotherapie 15, 5–18.Search in Google Scholar

Sedlmeier, P. & Renkewitz, F. (Hrsg.) (2008). Forschungsmethoden und Statistik in der Psychologie. München: Pearson.Search in Google Scholar

Sozialtherapeutische Anstalt der JVA Tegel (2013). Behandlungsangebot der Sozialtherapeutischen Anstalt der JVA Tegel. Inoffizielles Dokument.Search in Google Scholar

Specht, F. (2004). Sozialtherapeutische Anstalten und Abteilungen. In W. Pecher (Hrsg.), Justizvollzugspsychologie in Schlüsselbegriffen (267–285). Stuttgart: Kohlhammer.Search in Google Scholar

SPSS Inc. (2009). PASW Statistics for Windows. Chicago.Search in Google Scholar

Steller, M. & Hommers, W. (1977). Zur Behandlungsmotivation von Delinquenten: Empirische Befunde zu Leidensdruck und anderen motivationalen Variablen als sozialtherapeutische Eignungskriterien. Monatsschrift für Kriminologie und Strafrechtsreform 60, 279–285.Search in Google Scholar

Suhling, S., Pucks, M. & Bielenberg, G. (2013). Ansätze zum Umgang mit Gefangenen mit geringer Veränderungs- und Behandlungsmotivation. In B. Wischka, W. Pecher & H. van den Boogaart (Hrsg.), Behandlung von Straftätern. Sozialtherapie, Maßregelvollzug, Sicherungsverwahrung (233–293). 2. Aufl. Freiburg: Centaurus.Search in Google Scholar

Suhling, S. & Wischka, B. (2008). Indikationskriterien für die Verlegung von Sexualstraftätern in eine sozialtherapeutische Einrichtung. Monatsschrift für Kriminologie und Strafrechtsreform 91, 210–226.10.1515/mks-2008-910303Search in Google Scholar

Taft, C.T., Murphy, C.M., King, D.W., Musser, P.H. & DeDeyn, J.M. (2003). Process and Treatment Adherence Factors in Group Cognitive-Behavioral Therapy for Partner Violent Men. Journal of Consulting and Clinical Psychology 71, 812–820.10.1037/0022-006X.71.4.812Search in Google Scholar

Urban, D. (Hrsg.) (1993). Logit-Analyse, Statistische Verfahren zur Analyse von Modellen mit qualitativen Response-Variablen. Stuttgart: Gustav Fischer.10.1515/9783110510041Search in Google Scholar

Urban, D. & Mayerl, J. (Hrsg.) (2008). Regressionsanalyse, Theorie, Technik und Anwendung. 3. Aufl. Wiesbaden: Springer VS.Search in Google Scholar

Van den Boogaart, H. (2013). Varietas delectat – Vielfalt erfreut? Die Sozialtherapie in den Landesstrafvollzugsgesetzen. In B. Wischka, W. Pecher & H. van den Boogaart (Hrsg.), Behandlung von Straftätern. Sozialtherapie, Maßregelvollzug, Sicherungsverwahrung (81–100). 2. Aufl. Freiburg: Centaurus.10.1007/978-3-86226-849-8Search in Google Scholar

Vitopoulos, N.A., Peterson-Badali, M. & Skilling, T.A. (2012). The Relationship Between Matching Service to Criminogenic Need and Recidivism in Male and Female Youth, Examining the RNR Principles in Practice. Criminal Justice and Behavior 39, 1025–1041.10.1177/0093854812442895Search in Google Scholar

Windzio, M. (Hrsg.) (2013). Regressionsmodelle für Zustände und Ereignisse. Wiesbaden: Springer Fachmedien.10.1007/978-3-531-18852-2Search in Google Scholar

Wischka, B. (2013a). Das Behandlungsprogramm für Sexualstraftäter (BPS-R). Erfahrungen und Evaluationsergebnisse. Recht & Psychiatrie 31, 138–145.Search in Google Scholar

Wischka, B. (2013b). Kognitivbehaviorale Therapie für Sexualstraftäter im Kontext einer integrativen Sozialtherapie. In A. Dessecker & W. Sohn (Hrsg.), Rechtspsychologie, Kriminologie und Praxis. Rudolf Egg zum 65. Geburtstag (539–584). 2. Aufl. Wiesbaden: KrimZ.Search in Google Scholar

Wischka, B. & van den Boogaart, H. (2018) Sozialtherapie im Justizvollzug. In B. Maelicke & S. Suhling (Hrsg.), Das Gefängnis auf dem Prüfstand. Zustand und Zukunft des Strafvollzugs (129–158). Wiesbaden: Springer.10.1007/978-3-658-20147-0_7Search in Google Scholar

Wößner, G. (2014). Wie kann man in der Sozialtherapie Therapieerfolg feststellen oder messen? Forensische Psychiatrie, Psychologie, Kriminologie 8, 49–58.10.1007/s11757-013-0242-3Search in Google Scholar

Online erschienen: 2020-05-12
Erschienen im Druck: 2020-05-27

© 2020 Walter de Gruyter GmbH, Berlin/Boston

Dieses Werk ist lizensiert unter einer Creative Commons Namensnennung 4.0 International Lizenz.

Downloaded on 30.11.2022 from frontend.live.degruyter.dgbricks.com/document/doi/10.1515/mks-2020-2034/html
Scroll Up Arrow