Het doel van het onderzoek is geweest om de betrouwbaarheid van de SIS-K te onderzoeken. Als eerste is onderzoek gedaan naar de interne consistentie tussen de respondentgroepen per subschaal en de totale schaal van de SIS-K. De interne consistentie is per subschaal en per respondentgroep vastgesteld op basis van Cronbach Alfa (α).
In het totaal zijn er drie verschillende respondentengroepen waarvan de antwoorden zijn gebruikt in de analyses van dit onderzoek. De eerste twee groepen (genoemd respondent één en respondent twee) bestaan beide uit personen die een relatie hadden met het onderzochte kind. Respondent drie is een door de twee onderzoekers op basis van de antwoorden van de eerste twee respondenten geconstrueerd gewogen oordeel op basis van de kennis opgedaan tijdens SIS training, en in lijn met de instructies van de SIS.
In de bijlagen 3 tot en met 10 is te zien dat de schalen op basis van het gewogen oordeel bij benadering normaal verdeeld zijn.
In Sectie A (Activiteiten in huis) kan worden geconcludeerd dat deze een ‘goede’ interne consistentie heeft. Sectie B (Activiteiten in de samenleving en in de buurt), Sectie C
(Meedoen op school) en Sectie D (Leren op school) mogen als ‘uitstekend’ intern consistent worden geïnterpreteerd. In sectie E ( Gezondheid en veiligheid) is de interne consistentie bij respondent één en respondent twee ’uitstekend’. De interne consistentie van de gewogen score kan worden beschouwd als ‘goed. De interne consistentie van sectie F (Sociale
activiteiten), en Sectie G (Belangen behartigen) is ‘uitstekend’. Alleen bij sectie E is er bij de totale gewogen score een lagere α ten opzichte van de totale scores van respondent één en twee. Bij de overige secties is de interne consistentie uitstekend.
Deze resultaten pleiten ervoor een derde, gewogen beoordeling, te gebruiken om tot een eenduidige bepaling te komen van de ondersteuningsbehoefte van het kind.
Er zijn kleine verschillen gevonden in de interne consistentie van de subschalen. De scores De interne consistentie tussen de drie respondenten verschilde hoogstens .06 en er werd niet lager gescoord dan een ‘goede’ interne consistentie. Tevens is er onderzocht wat de interne consistentie is van de totale score van de SIS-K bij de drie beoordelingen. Deze laat zeer hoge alfa waarden zien voor de drie beoordelingen. Zo is de α van respondent één, 94, en van respondent twee en van de gewogen score .98. In vergelijking met het onderzoek van Buntinx et al. (2010) lijkt dit geen uitzondering ten opzichte van de SIS voor volwassenen.
Gesteld kan worden dan ook dat de items van de SIS-K, de ondersteuningsbehoefte van kinderen met een LVB betrouwbaar representeren.
Om de relatie tussen de inschattingen van beide respondenten en het gewogen oordeel bij de Medische en Gedragsmatige subschaal te bepalen is gebruik gemaakt van Spearmans rho (ρ). De vergelijking tussen de scores van respondent één en twee laten zien dat er sprake is van een matige samenhang bij de subschaal ‘Medische ondersteuningsbehoefte’. De samenhang van de scores bij de subschaal ‘Medische ondersteuningsbehoefte’ is tussen respondent één en het gewogen oordeel ‘sterk’ te noemen. Tussen respondent twee en het gewogen oordeel is een ‘vrij sterke’ samenhang gevonden. Bij de subschaal ‘Gedragsmatige
ondersteuningsbehoefte’ is de overeenstemming tussen beide respondenten ‘sterk’. Dit geld ook voor de samenhang tussen de scores van respondent één en het gewogen oordeel en de samenhang tussen respondent twee en het gewogen oordeel.
Om antwoord te kunnen geven op de onderzoeksvraag:” Wat is de relatie tussen de
inschatting van ondersteuningsbehoeften door respondent één en twee bij het afnemen van de SIS-K?” Is er gebruik gemaakt van de T-test voor groepen. De T-test is uitgevoerd om de relatie tussen de inschatting van respondent één en twee op ondersteuningsbehoefte te onderzoeken. In sectie A (Activiteiten in huis) zijn daarbij geen significante verschillen gevonden op de itemscores en tussen de totale uitkomst van sectie A. Hieruit blijkt dat de inschattingen van respondent één en twee van ondersteuningsbehoefte overeenkomen. In sectie B (: Activiteiten in de samenleving en in de buurt) is te zien dat er significante
verschillen zijn in inschatting tussen respondent één en twee op de items: 1 (Zich verplaatsen in de buurt) en 7 (Voldoen aan de basisnormen, -regels en/of wetten om met elkaar om te gaan op straat en in de samenleving). Tussen de totale scores van sectie B is er geen significant verschil tussen beide respondenten. Hierdoor blijft ook sectie B bruikbaar in eventueel onderzoek naar ondersteuningsbehoefte. In Sectie C (Meedoen op school) is te zien
dat er een significant verschil is op item 5 (Zich bewegen binnen de school en wisselen tussen de activiteiten). Tussen de totale scores van sectie C zijn er echter geen significante
verschillen gevonden. Binnen sectie D (Leren op school) is er een significant verschil in de ruwe score tussen beide respondenten op item 7 (Deelnemen aan toetsen en testafnames in de klas). Tussen de totale score van sectie D is er geen significant verschil gevonden tussen beide beoordelaars. In sectie E (Gezondheid en veiligheid) is er een significant verschil bij item 1 (Bespreekbaar maken van gezondheidsgerelateerde kwesties en medische problemen, inclusief kwalen en pijnen) gevonden tussen beide respondenten. Tussen de totale scores van sectie E is er geen sprake van een significant verschil tussen beide respondenten. Binnen sectie F (Sociale activiteiten) is er op item 2 (Respect hebben voor de rechten van anderen) een minimaal significant verschil tussen de respondenten. Tussen de totale scores laten de respondenten geen significant verschil zien. In sectie G (Belangen behartigen) zijn er zowel op de items als voor de totale score geen significante verschillen gevonden tussen beide respondenten.
Om de correlatie tussen de SIS-K scores van elk der twee respondenten het gewogen oordeel per subschaal Sectie A-G en de totale SIS-K score te bepalen is gebruik gemaakt van de Pearson correlatie coëfficiënt (r ). In het onderzoek naar de correlaties tussen respondent één en twee op alle van de zeven subschalen is gebleken dat dit als ‘zwak’ moet worden
aangeduid, wat tevens geldt voor de totale SIS-K score.
De correlaties tussen respondent één en het gewogen oordeel zijn bij vijf subschalen (A, B, D, F en G) ‘matig’ te noemen, voor de andere twee schalen (C en E) en voor de totale score van de SIS-K wordt een ‘sterke’ correlatie gevonden.
Voor de correlatie tussen respondent twee en het gewogen oordeel geldt dat er bij zes van de zeven subschalen (A, B, C, E, F en G) een ‘matige’ correlatie is gevonden. Alleen in sectie D komt een ‘zwakke’ correlatie tussen respondent twee en het gewogen oordeel naar voren. Echter zit deze score met een r van .60 net op de grens van ‘zwak’(.41-.60). Voor de totale schaal moet de correlatie worden gezien als ‘matig’. Over het algemeen is te zien dat de correlaties met gebruikmaking van een gewogen score de beste uitslag geven. Hiermee wordt het belang onderbouwd van een derde gewogen beoordeling om tot een zo betrouwbaar mogelijke score van de SIS-K te komen.
Uit de gegevens blijkt dat de SIS-K op schaalniveau minimaal een ‘goede’ betrouwbaarheid laat zien. Op itemniveau zijn er op slechts zes van de 96 items significante verschillen gevonden tussen respondent één en twee. Op schaalniveau zijn er geen significante
verschillen gevonden tussen respondent één en twee. Door de toevoeging van een gewogen beoordeling wordt er overeenstemming aangebracht in de informatie rondom het kind. De correlaties tussen de gewogen beoordeling en beide respondenten is op alle schalen sterker dan wanneer gekeken wordt naar de correlatie tussen respondent één en twee.