1

Universiteit Gent

Revalidatiewetenschappen en kinesitherapie

Campus Heymans (U.Z. Gent)

De Pintelaan 185, BE-9000

Identificatie van motorische stoornissen bij kleuters

Validering van vragenlijsten en tests voor identificatie van kleuters met zwakke

perceptueel – motorische vaardigheden

Scriptie voorgedragen door

Promotor: Prof. H. Van Waelvelde Lindsay STEVENS

Co-promotor: MSc. Barbara De Mey Ellen TOLLENEER

Academiejaar: 2009-2010

2

3

Inhoudstabel

1. Inleiding ………………………………………………………………………. 5

2. Terminologie motorische stoornissen ………………………………. 6

3. Classificatiesysteem DCD ……………………………………………….. 7

4. Aard en ernst van de motorische problemen …………………….. 8

5. Prevalentie DCD ……………………………………………………………. 9

6. Comorbiditeit DCD………………………………………………………….. 10

7. Bespreking meetinstrumenten ………………………………………… 10

7.1. Movement Assessment Battery for Children I (M-ABC I) …………….. 11

7.2. Movement Assessment Battery for Children II (M-ABC II) ………….. 13

7.3. Körperkoördinationtest für kinder I ......…………………………………. 15

7.4. Beery-Buktenica Developmental Test of Visual Motor

Integration (VMI) .…………………………………………………………….. 17

7.5. Bruininks-Oseretsky Test of Motor Proficiency (BOTMP) ……………… 20

7.6. Bruininks-Oseretsky Test of Motor Proficiency Second Edition

(BOT II) ...………………………………………………………………………. 22

7.7. Peabody developmental Motor Scales I (PDMS I) ….………………….. 25

7.8. Peabody developmental Motor Scales II (PDMS II) ………..………….. 26

7.9. Motor Scale of the Bayley Scales of Infant Development I

(BSID I) …………………………………………………………………………. 28

7.10. Motor Scale of the Bayley Scales of Infant Development II

(BSID II) …………………………………………………………….………….. 28

7.11. Ghent Developmental Balance Test (GDBT) …………………………….. 29

7.12. Maastrichtse Motoriek Test (MMT) …………..……………………………. 31

8. Vergelijkingen tussen de verschillende testen …………………… 32

8.1. Movement Assessment Battery for Children en Bruininks-Oseretsky

Test of Motor Proficiency ……………………………………………….……. 32

8.2. Bruininks-Oseretsky Test II en de Peabody Developmental Motor

Scale II …………………………………………………………….……………. 33

8.3. Motor Scale of the Bayley Scales of Infant Development en

de Peabody Developmental Motor Scales ..………………………………. 33

8.4. De Movement Assessment Battery for Children en

de Peabody Developmental Motor Scale II ………………………………. 35

9. Bespreking vragenlijsten ………………………………………………… 36

9.1. Checklist Movement Assessment Battery for Children I

(Checklist M-ABC I) …………………………………………………………… 36

4

9.2. Checklist Movement Assessment Battery for Children II

(Checklist M-ABC II) ………………………………………………………. 38

9.3. ChAS-T en ChAS-P ...........………………………………………………. 40

9.4. Vragenlijst voor Motorische Vaardigheden bij Kleuters (VMVK) …. 42

9.5. Coördinatievragenlijst voor Ouders (CVO) ……………………………. 44

9.6. Little Developmental Coordination Disorder Questionnaire

(Little DCD-Q) ……………………………………………….………………. 45

10. Conclusie literatuurstudie …………………………………………….. 46

11. Methode ……………………………………………………………………… 47

11.1. Proefpersonen .………………………………………………………………. 47

11.2. Manier van recrutering kleuters en scholen …….…………………….. 47

11.3. Meetinstrumenten en vragenlijsten ….…………………………………. 48

11.4. Doelstelling en onderzoeksvragen ………….…………………………… 48

11.5. Procedure .……………………………………………………………………. 49

11.6. Data-analyse …………………………………………….………………….. 49

12. Resultaten ……………..…………………………………………………… 52

12.1. Beschrijvende statistiek …………………………….…………………….. 52

12.2. Correlaties (sub)testen en vragenlijsten ……….……………………… 54

12.3. Mate van overeenkomst voor de identificatie van kinderen

met milde motorische stoornissen via kappa (k) ………….………… 56

13. Discussie ……………………………………………………………………. 67

14. Conclusie ……………………………………………………………………. 71

5

1. Inleiding

Voor veel kinderen lijkt het bereiken van de eerste motorische activiteiten/mijlpalen

(zitten, kruipen, stappen, …) vanzelfsprekend maar bij sommige kinderen is dit echter

niet het geval. Sommige kinderen bereiken deze eerste mijlpalen pas later in vergelijking

met hun leeftijdsgenootjes. Bij anderen verloopt deze eerste ontwikkeling in een normaal

tempo maar komen de beperkingen pas op kleuterleeftijd tot uiting (American Psychiatric

Association, 2000-TR). Kinderen met motorische problemen bewegen vaak minder

vloeiend en gecoördineerd en ondervinden hierdoor vaak problemen bij activiteiten thuis

en op school.

Vroeger werd aan de ouders van deze kinderen verteld dat ze zich geen zorgen hoefden

te maken over de bewegingsproblemen van hun kind, aangezien hun kind wel spontaan

uit dit probleem zou groeien (Losse, Henderson, Elliman et al, 1991). Nu weet men

echter dat dit niet altijd het geval is (Losse, Henderson, Elliman et al, 1991; Smyth,

1992; Sugden & Chambers, 1998; Coleman, Piek & Livesey, 2001; Schoemakers, Van

Der Wees, Flapper et al, 2001; Barnhart, Davenport, Epps & Nordquist, 2003; Henderson

& Henderson, 2003; Schoemaker, Smits-Engelsman & Jongmans, 2003; Hay, Hawes &

Faught, 2004) en dat de vroege identificatie van deze motorische stoornissen belangrijk

is om verschillende redenen (Schoemaker, Flapper, Reinders-Messelink & De Kloet,

2008). Deze zijn:

Het bieden van steun aan het kind en de ouders (Jongmans, 2005)

Voorkomen dat er geassocieerde academische (bv. lezen, rekenen, schrijven en

concentratie) en/of psychologische problemen (bv. een laag gevoel van

eigenwaarde) ontstaan (Schoemaker, Smits-Engelsman & Jongmans, 2003;

Gillberg & Kadesjö, 2003; Hay, Hawes & Faught, 2004; Jongmans, 2005)

Voorkomen dat fysieke activiteit vermeden wordt en dat het kind obees wordt

(Hay, Hawes & Faught, 2004; Cairney et al., 2005; Venetsanou, Kambas,

Aggeloussis, Serbezis & Taxildaris, 2007)

Voorkomen van zwakke sociale vaardigheden (Venetsanou, Kambas, Aggeloussis,

Serbezis & Taxildaris, 2007)

Men moet echter wel opletten met de vroege identificatie van motorische stoornissen bij

preschoolse kinderen omdat lage motorische prestaties bij deze leeftijdsgroep niet altijd

een stabiele conditie zijn. Daarentegen blijven de zwakke motorische prestaties meestal

wel consistent bij kinderen die gediagnosticeerd werden met autisme. De diagnose van

DCD wordt niet gesteld voor de leeftijd van 6 jaar en dus kan men geen uitspraak doen

over het al dan niet ontgroeien van de motorische stoornissen op preschoolse leeftijd bij

6

deze groep kinderen. In ieder geval moet men dus met voorzichtigheid omspringen bij

het voorstellen van therapie bij kinderen die op preschoolse leeftijd motorische

stoornissen vertonen (Van Waelvelde, Oostra, Dewitte, Van Den Broeck & Jongmans

2010).

2. Terminologie motorische stoornissen

In de laatste 100 jaar werd een zwakke motorische coördinatie bij kinderen herkend als

een ontwikkelingsprobleem. Al in 1937 werden deze kinderen aanzien als onhandig.

Sindsdien zijn er verschillende termen gebruikt om deze kinderen te beschrijven

(Coleman, Piek & Livesey, 2001). In Zweden kregen deze kinderen bijna altijd het etiket

Disorder of Attention and Motor Performance (DAMP) toegewezen en in Italië het label

dyspraxie. In Nederland en in de Verenigde Staten gebruikt men echter de term

Developmental Coordination Disorder (DCD) om deze kinderen aan te duiden. Veel

Australische therapeuten gebruikten de term Minimal Neurological Dysfunction, terwijl in

Nieuw Zeeland de term ontwikkelingsdyspraxie meer gebruikt werd. In Canada

hanteerde men de term fysieke onhandigheid (physical awkwardness). In het Verenigd

Koninkrijk gebruikten sommige therapeuten en leerkrachten de term dyspraxie, terwijl

andere de term DCD gebruikten. De wereldgezondheidsorganisatie gebruikte de term

Specific Developmental Disorder of Motor Function (SDD-MF) (ICD 10) (Henderson &

Henderson, 2003).

In 1994 werd in de International Consensus Conference on Children and Clumsiness de

term ‘developmental coordination disorder’ aangenomen om deze kinderen aan te

duiden. ( Miyahara & Mobs, 1995; Dewey & Wilson, 2001; Geuze, Jongmans,

Schoemaker & Smits-Engelsman, 2001; Barnhart, Davenport, Epps & Nordquist, 2003;

Henderson & Henderson, 2003; Hay, Hawes & Faught, 2004). Hij houdt in dat kinderen

motorische problemen ondervinden bij ADL- en academische activiteiten ( Miyahara &

Mobs, 1995; Dewey & Wilson, 2001).

Onhandige kinderen zijn minder geliefd bij hun medeleerlingen en leeftijdsgenootjes, zijn

meer introvert, hebben een lagere zelfwaarde en minder zelfvertrouwen (Schoemaker &

Kalverboer, 1990; Gillberg & Kadesjö, 2003; Hay, Hawes & Faught, 2004).

7

3. Classificatiesysteem DCD

Een veel gebruikt classificatiesysteem voor DCD is DSM (DSM-IV, APA, 1994) en

beschrijft de motorische problemen die zich kunnen voordoen bij kinderen en

adolescenten. DSM verschaft informatie over terminologie en diagnostische criteria

(American Psychiatric Association, 2000-TR; Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits-

Engelsman, 2001; Gillberg & Kadesjö, 2003). De criteria zijn de volgende:

Criterium A: Dagelijkse activiteiten die motorische coördinatie vereisen, worden

duidelijk slechter verricht dan men op grond van chronologische leeftijd en

gemeten intelligentie zou verwachten. Dit kan tot uiting komen in een

opmerkelijke vertraging in het bereiken van de motorische mijlpalen (bv. lopen,

kruipen, zitten), in het laten vallen van dingen, in houterigheid, in zwakke

sportprestaties of een zwakke schrijfmotoriek.

Criterium B: De stoornis beschreven in criterium A interfereert significant met

schoolse activiteiten of activiteiten in het dagelijkse leven.

Criterium C: De stoornis is niet toe te schrijven aan een algemene medische

aandoening (bv. cerebrale parese, hemiplegie of spierdystrofie) en valt ook niet

binnen de criteria van de pervasieve ontwikkelingsstoornissen.

Criterium D: Als er van mentale retardatie sprake is, zijn de motorische

moeilijkheden ernstiger dan de moeilijkheden die doorgaans met mentale

retardatie geassocieerd worden.

Enkele studies hebben reeds aangetoond dat sommige diagnostische criteria voor DCD

meer verwaarloosd worden of moeilijker in de praktijk toe te passen zijn (Henderson &

Barnett, 1998; Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits–Engelsman, 2001; Schoemaker,

Smits-Engelsman & Jongmans, 2003).

Zo is het opvallend dat geen enkele studie in de review van Geuze et al. (2001) het

intelligentieniveau heeft gemeten als een referentiepunt voor motorische prestaties,

terwijl DSM-IV duidelijk het niveau van de motorische prestaties, de chronologische

leeftijd en de intelligentie aan elkaar koppelt. Criterium A specificeert bijvoorbeeld niet in

hoeveel en in welke soort dagelijkse activiteiten het kind moet falen om beschouwd te

worden als DCD. De manier waarop de diagnostische criteria beschreven zijn, laat dus

een grote ruimte voor interpretatie (Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits-Engelsman,

2001). Ook bijna geen enkele studie verduidelijkt welke aspecten met betrekking tot

schoolprestaties of welke activiteiten van het dagelijks leven aangedaan waren en de

meerderheid van de studies vermeldde de specifieke beperkingen van de individuele

kinderen niet (Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits-Engelsman, 2001; Schoemaker,

8

Smits-Engelsman & Jongmans, 2003). Criterium B werd zelfs in 41% van de DCD studies

achterwege gelaten, dit criterium is namelijk moeilijk te operationaliseren. Tevens

kunnen de ADL-activiteiten verschillen bij kinderen met verschillende culturele of sociale

achtergronden. Een andere beperking is dat criterium B de mogelijkheid verzaakt dat

milde motorische problemen op (pre)schoolleeftijd relevante beperkingen kunnen

veroorzaken in de latere ontwikkeling. Bij criterium C blijft de vraag ‘wat is een algemeen

medische conditie exact en hoe kunnen we dit bepalen’ echter open.

Voor wat betreft het criterium D wordt een IQ score van lager dan 70.0 beschouwd als

mentale retardatie (Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits-Engelsman, 2001).

Veel studies gebruiken bijkomende selectie criteria gerelateerd aan de specifieke

onderzoeksvragen van de betrokken studie (Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits-

Engelsman, 2001). Zo adviseerde Geuze et al. dat wanneer kinderen onder het 15de

percentiel scoren op gestandaardiseerde testen van motorische vaardigheden en een IQ

score hebben boven 69 in aanmerking komen voor de diagnose van DCD (Geuze,

Jongmans, Schoemaker & Smits-Engelsman, 2001; Barnhart, Davenport, Epps &

Nordquist, 2003). Op dit moment zorgt de verscheidenheid van cut-off criteria van de

motorische test scores in de studies voor een beperking in de vergelijkbaarheid van de

resultaten van DCD onderzoek. Door de cut-off scores laag te zetten, worden vals

positieve gevallen die de uitkomsten van het onderzoek zouden kunnen beïnvloeden

vermeden. In de studie van Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits-Engelsman wordt bij

een gestandaardiseerde test van fijne en grove motoriek een cut-off op het 15de

percentiel voorgesteld om motorische problemen op te sporen. Bij wetenschappelijk

onderzoek wordt een cut-off op het 5de percentiel aanbevolen (Geuze, Jongmans,

Schoemaker & Smits-Engelsman, 2001).

4. Aard en ernst van de motorische problemen

Er bestaat een grote heterogeniteit in de aard van de motorische problemen ervaren door

kinderen (Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits-Engelsman, 2001; Gillberg & Kadesjö,

2003; Schoemaker, Smits-Engelsman & Jongmans, 2003). Sommige kinderen hebben

moeite met fijn motorische taken zoals: plakken, knippen, tekenen, puzzelen, veters

dichtknopen, jasje dichtknopen, met bestek eten,… terwijl andere kinderen meer moeite

hebben met grof motorische taken zoals: rennen, fietsen, zwemmen, een bal vangen,…

(American Psychiatric Association, 1994; Benbow, 1995; Cermak, Gubbay & Larkin,

2002; May-Benson, Ingola & Koomar, 2002). Kinderen met DCD kunnen ook een

verstoord looppatroon ontwikkelen, vallen frequent, laten zaken/voorwerpen vallen en

9

hebben moeilijkheden in het imiteren van lichaamshoudingen en het opvolgen van 2 tot 3

motorische commando’s. Door hun grove motorische problemen presteren kinderen met

DCD ook slecht in sportevenementen, wat mogelijk voor een deel te wijten is aan hun

trage reacties en bewegingstijden (Barnhart, Davenport, Epps & Nordquist, 2003). Het

leren schrijven in de lagere school is ook voor veel kinderen een struikelblok (American

Psychiatric Association, 1994; May Benson et al, 2002; Benbow, 1995; Cermak et al,

2002). Moeilijkheden met handschrift of tekenen worden frequent vermeld bij motorische

problemen ervaren door kinderen met DCD. Kinderen met DCD hebben ook vaak

moeilijkheden met het plannen en uitvoeren van andere fijne motorische vaardigheden

(Barnhart, Davenport, Epps & Nordquist, 2003).

Wat de ernst van de motorische problemen betreft is het nog niet gebruikelijk om een

onderscheid te maken tussen matige coördinatie problemen (bv. een score op een

gestandaardiseerde test van motorisch functioneren tussen het 15de en 5de percentiel) en

ernstige motorische coördinatie problemen (bv. een score op een gestandaardiseerde

test van motorisch functioneren onder het 5de percentiel) (Geuze, Jongmans,

Schoemaker & Smits-Engelsman, 2001).

De etiologie van DCD is onbekend en er ontbreekt een biologische merker (Henderson &

Henderson, 2003).

5. Prevalentie DCD

In de literatuur worden hieromtrent uiteenlopende cijfers weergegeven.

De huidige prevalentie van DCD wordt geschat tussen de 5 en 8% van alle schoolgaande

kinderen (Barnhart, Davenport, Epps & Nordquist, 2003). Er worden meer jongens dan

meisjes gediagnosticeerd met DCD (verhouding jongens-meisjes: 2-1) (Barnhart,

Davenport, Epps & Nordquist, 2003; Gillberg & Kadesjö, 2003). Een hogere incidentie

van DCD kan gevonden worden bij kinderen met een geschiedenis van prenatale of

perinatale moeilijkheden (Barnhart, Davenport, Epps & Nordquist, 2003).

De prevalentie van DCD in de Noord Amerikaanse schoolgaande populatie wordt geschat

op 5% à 10%, maar op dit moment is er nog maar een fractie van deze gevallen

geïdentificeerd. DCD kwam vaker voor bij jongens dan bij meisjes, met een jongens-

meisjes verhouding variërend tussen 4:1 en 7:1 (Hay, Hawes & Faught, 2004).

10

Uit een studie van Gillberg et al. bleek de prevalentie van DCD bij kinderen ongeveer 5%

te bedragen, maar Henderson is van mening dat nog 10% gelijkaardige maar mildere

problemen hebben (Henderson & Sugden, 1992; Gillberg & Kadesjö, 2003).

Ook Lingam et al. (2009) gingen de prevalentie na bij 6990 kinderen uit de UK met een

leeftijd van 7 tot 8 jaar. Strikte inclusie - en exclusiecriteria gebaseerd op de DSM-IV

definitie werden gehanteerd. Uit de studie bleek dat 123 kinderen voldeden aan de

criteria voor DCD waardoor de prevalentie 1.8% bedroeg bij kinderen met een

gemiddelde leeftijd van 7.5 jaar. Ook werden 223 kinderen beschouwd als misschien

DCD hebbend. De score van de coördinatietest lag bij deze kinderen tussen het 5de en

het 15de percentiel, de score van de ADL schaal lag tussen het 10de en het 15de percentiel

en sommige kinderen faalden op de schrijftest. Als zodanig kon men stellen dat 346

kinderen of 4.9% van de 7 en 8 jarigen DCD heeft of beschouwd kan worden als

misschien DCD hebbend. De geslachtsratio bedroeg 1,7:1 voor de jongens ten opzichte

van de meisjes (Lingam, Hunt, Golding, Jongmans & Emond, 2009)

6. Comorbiditeit DCD

Een ander probleem in het indelen van kinderen met DCD is de overlapping met andere

stoornissen. Ongeveer 41% van de kinderen met ADHD en 56% van de kinderen met

leerproblemen (bv. dyslexie) hebben ook DCD (Dewey & Wilson, 2001; Macnab, Miller &

Polatajko, 2001; Barnhart, Davenport, Epps & Nordquist, 2003).

Sommige kinderen met Attention Deficit Hyperactivity Disorder (ADHD) kunnen onhandig

zijn omdat ze eerder onoplettend zijn dan dat ze niet in staat zijn om de vereiste acties

uit te voeren (Henderson & Henderson, 2003).

DSM verschaft echter geen richtlijnen over hoe comorbiditeit behandeld moet worden

(Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits-Engelsman, 2001).

7. Bespreking meetinstrumenten

Hieronder volgt een overzicht van de testen die bruikbaar zijn om milde motorische

stoornissen op te sporen bij kleuters:

11

7.1. Movement Assessment Battery for Children I (M-ABC I)

De Movement Assessment Battery for Children (M-ABC), ontworpen in 1992 door

Henderson en Sugden, is een gestandaardiseerde motorische test (Henderson & Sugden,

1992). Deze is specifiek ontworpen voor de identificatie en evaluatie van kinderen tussen

4 en 12 jaar met een milde tot matige motorische stoornis (Henderson & Sugden, 1992;

Van Waelvelde, De Weerdt, De Cock & Smits-Engelsman, 2004; Johnston, 2006; Van

Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007).

De M-ABC bevat 2 evaluatie-instrumenten: een motorische test en een vragenlijst

(Henderson & Sugden, 1992). De vragenlijst zal verder in de literatuurstudie worden

besproken.

Het wereldwijde gebruik van de M-ABC, zowel in klinische context als in

onderzoekscontext, bewijst zijn populariteit in het veld (Crawford, Wilson & Dewey,

2001; Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits-Engelsman, 2001).

Smits-Engelsman vertaalde in 1998 de M-ABC in het Nederlands en valideerde het

instrument voor een Nederlandse bevolking. De M-ABC bestaat in totaal uit 32 items,

georganiseerd in 4 leeftijdsgroepen met elk 8 items (Smits-Engelsman, 1998).

De 8 items zijn gericht op 3 grote prestatiegebieden, namelijk:

Manuele vaardigheden

Balvaardigheden

Evenwichtsvaardigheden

De items zijn verschillend voor elke leeftijdscategorie, maar ze meten wel dezelfde

vaardigheden. De moeilijkheidsgraad van de items neemt evenredig met de leeftijd toe

(Smits-Engelsman, 1998).

De totale score van de M-ABC is betrouwbaar voor het identificeren van kleuters met een

milde tot matige motorische stoornis (Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-

Engelsman, 2007) en werd bruikbaar bevonden in Australië, Japan, Singapore, Zweden

en Nederland (Schoemaker, Smits-Engelsman & Jongmans, 2003; Johnston, 2006).

Leemrijse et al. (2000) vonden dit hulpmiddel daarentegen te beperkt omdat de scores

voor de subtests niet gevoelig waren voor verandering, alhoewel de totale score een

verandering kan weergeven (Leemrijse, Meijer, Vermeer, Adèr & Diemel, 2000;

Johnston, 2006).

12

Herhaald testen van kleuters resulteert in een verbeterde testprestatie en zou vermeden

moeten worden (Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007).

Beperkingen van deze test zijn:

Er is slechts een beperkte waaier van taken (bijvoorbeeld handschrift is niet in

deze test opgenomen) (Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits-Engelsman,

2001; Johnston, 2006)

Het gebrek aan betrouwbaarheid op item niveau, wat de opsporing van kinderen

die falen in zeer specifieke domeinen belemmert (Geuze, Jongmans, Schoemaker

& Smits-Engelsman, 2001)

Dat de M-ABC op item niveau geen onderscheid maakt tussen kinderen die beter

presteren dan het 25ste percentiel (Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits-

Engelsman, 2001; Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007)

Dat hij geen informatie verschaft over motorische planning, bilaterale integratie of

opeenvolging van bewegingen (Johnston, 2006)

Validiteit en betrouwbaarheid van de Movement Assessment Battery for children I

Er werd een systematisch oefeneffect gevonden tussen 3 opeenvolgende testsessies. Dit

was significant voor de totale score en voor 2 van de 3 subscores (Johnston, 2006; Van

Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007).

De overeenkomst tussen de drie testsessies was 0,72 (К). Dit komt neer op een goede

overeenkomst (Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007).

De test-hertest betrouwbaarheid van de totale test score bracht een intraclass

correlatiecoëfficiënt (ICC) van 0,88 op, wat verwijst naar een goede betrouwbaarheid

(Johnston, 2006; Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007). Volgens

een studie uitgevoerd door Schoemaker, Smits-Engelsman & Jongmans bedroeg de test-

hertest betrouwbaarheid 0,75 (Schoemaker, Smits-Engelsman & Jongmans, 2003). De

inter-rater betrouwbaarheid voor deze test varieërde van 0,70 tot 0,89. Deze

betrouwbaarheid was dus goed (Schoemaker, Smits-Engelsman & Jongmans, 2003).

De betrouwbaarheid tussen de subscores van vaardigheid was matig en deze tussen de

subscores van balvaardigheid was laag.

Voor de meeste individuele items was de test-hertest betrouwbaarheid te laag om een

duidelijke interpretatie toe te laten.

13

De totale stoornis score van de M-ABC is een betrouwbare meting voor de identificatie

van milde tot matige motorische stoornissen in jonge kinderen (Schoemaker, Smits-

Engelsman & Jongmans, 2003; Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman,

2007).

Herhaald testen van de M-ABC I met een interval van 3 weken resulteert in een

systematische meetfout en dit is dus niet aanbevolen.

Follow-up van kleuters op korte termijn met de M-ABC I als enige uitkomstmaat is dus

niet aangewezen (Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007).

7.2. Movement Assessment Battery for Children II

De Movement Assessment Battery for Children II werd in 2007 ontwikkeld door Sheila E.

Henderson en David A. Sugden en is een herziening van de M-ABC. Hij wordt ook

gebruikt voor de identificatie en evaluatie van kinderen met een milde tot matige

motorische stoornis. Ten opzichte van de originele M-ABC test werden veranderingen

aangebracht die zich bevinden op 3 gebieden. Deze zijn: (Henderson & Sugden, 2007):

● materiaal

Alle materialen die bij de M-ABC uit hout bestonden, zijn in de M-ABC II uit plastiek

vervaardigd (Henderson & Sugden, 2007).

● taken

De basisstructuur is dezelfde gebleven. Deze bestaat uit drie prestatiegebieden die elk 8

items bevatten.

De drie prestatiegebieden zijn nog steeds:

Manipulatieve vaardigheden

Balvaardigheden

Evenwicht vaardigheden

Veranderingen werden aangebracht bij sommige individuele items, toch werden zoveel

mogelijk originele items behouden (Henderson & Sugden, 2007).

14

● instructies

De instructies werden verduidelijkt in vergelijking met de M-ABC om dubbelzinnigheid in

de administratie en de scoring van de test te beperken. Hierbij baseerden ze zich op de

feedback van gebruikers van de M-ABC. De handleiding bevat geen verbale instructies

maar maakt wel duidelijk op welke aspecten van de taken de nadruk moet worden

gelegd gedurende de demonstratie. De flexibiliteit in de manier van presentatie zorgt

ervoor dat de tester meer zekerheid heeft over het feit dat het kind de taak verstaat en

laat ook een bredere toepassing van de test toe. Tekenen kan bijvoorbeeld gebruikt

worden voor een kind met een gehoorprobleem (Henderson & Sugden, 2007).

Ook de leeftijdsgrens van de test werd uitgebreid. De M-ABC II kan gebruikt worden bij

kinderen van 3 jaar tot 16 jaar en 11 maanden. De duur van de testafname varieert

tussen 20 à 40 minuten (Henderson & Sugden, 2007).

Professionelen (pediaters, opvoedkundige en klinische psychologen, fysiotherapeuten,.. )

uit verschillende domeinen hebben bevestigd dat (Henderson & Sugden, 2007):

kinderen het leuk vinden om de M-ABC II af te leggen

de duur van de afname (korte duur) een positief punt is

de meeste taken voor elke leeftijdscategorie geschikt zijn (niveau wordt telkens

moeilijker)

de testscores in het algemeen een waardevolle bijdrage leveren tot het

beoordelingsproces van kinderen met motorische stoornissen

Validiteit en betrouwbaarheid van de Movement Assessment Battery for Children II

De test-retest betrouwbaarheid voor prestaties uitgevoerd door 3-jarige kleuters met het

niet geprefereerde (NP) been was eerder laag. Doordat het NP altijd werd getest als

tweede, zou dit ook wel aan verveling of vermoeidheid kunnen liggen. De Pearson

correlatiecoëfficiënten voor kralen rijgen, tussen de lijnen van een spoor tekenen en

statisch evenwicht bereiken de accuraatheidgrens van 0.70. Het deponeren van een

muntstuk door een gleufje, vangen en evenwicht zijn 3 items waarvan de

betrouwbaarheid juist op het randje ligt, met Pearson correlatiecoëfficiënten tussen 0.65

en 0.68. Het enige item waarbij de betrouwbaarheid niet goed bevonden werd, was het

werpen naar een doel. De Pearson correlatiecoëfficiënt van dit item bedroeg namelijk

0.49 (Henderson & Sugden, 2007).

Een andere studie ging de stabiliteit van de scores van de kinderen na. Zestig kinderen,

waarvan 20 van elke leeftijdscategorie, werden getest. Elk kind werd 2 keer getest en

15

het tijdsinterval bedroeg 1 tot 2 weken. De stabiliteit voor de totale testscore was 0.80

(Pearson correlatiecoëfficiënt). Dit is een goede waarde. Van de overige component

scores (manual dexterity, aiming and catching en balance) bereikten de coëfficiënten een

aanvaardbare grens van boven de 0.70 (Pearson correlatiecoëfficiënt) (Henderson &

Sugden, 2007).

Een expertenpanel kwam unaniem overeen dat de inhoud van de M-ABC II representatief

is voor het motorisch domein dat men wenst te meten (Henderson & Sugden, 2007).

De M-ABC II component standaardscores werden gecorreleerd met elkaar en met de

totale testscore. Deze coëfficiënten zijn aanvaardbaar (Henderson & Sugden, 2007).

Een studie van Barnett, Henderson en Sugden (2007) toont aan dat kinderen die door de

M-ABC I werden gedetecteerd als DCD hebbende, ook door de M-ABC II worden

gedetecteerd (Barnett, Henderson & Sugden, 2007).

Buiten de handleiding is er echter nog maar weinig informatie beschikbaar over de

betrouwbaarheid en validiteit van de M-ABC II.

7.3. Körperkoordinationtest für Kinder (KTK I)

De Körper Koördinationtest für Kinder, ontworpen in Duitsland in 1974 door Kiphard en

Schilling, is een gestandaardiseerde normatieve test voor het meten van de grof

motorische coördinatie (Kiphard & Schilling, 1974). De KTK wordt enkel gebruikt in

Noord-Europa. Deze test is een verkorte versie van de Hamm-Marburger

Körperkoordinationstest für Kinder. De HMKTK evalueert de grofmotorische coördinatie

bij 5- tot 14- jarige kinderen. Fijnmotorische taken of balvaardigheidstaken zijn echter

niet opgenomen in deze test. De HMKTK bestaat uit 150 items. Hieruit werden zes items

gekozen en dit op basis van hun differentiatiegraad tussen een normale en een

pathologische bewegingsuitvoering. Van deze 6 items werden er 4 overgehouden en dit is

de uiteindelijke KTK geworden (Kiphard & Schilling, 1974).

De KTK meet de algemene dynamische coördinatie en lichaamsbeheersing (dynamisch

evenwicht) (Vallaey & Vandroemme, 1998). Hij bestaat uit 4 grof motorische taken. Deze

zijn: achterwaarts stappen op een evenwichtsbalk, hinken over blokken, zo snel mogelijk

zijwaarts heen en weer springen en zich zijwaarts verplaatsen met behulp van twee

plankjes. De test kan worden afgenomen bij kinderen van 5 jaar 0 maanden tot 14 jaar

11 maanden. Het afnemen van de KTK neemt 20 minuten in beslag. (Kiphard & Schilling,

1974).

16

Voor wat het scoresysteem betreft is er geen standaardmethode. Elk item wordt op een

andere manier gescoord. Bijvoorbeeld:

Zo snel mogelijk zijwaarts heen en weer springen: de kinderen krijgen hiervoor 15

seconden tijd. De score is het aantal correcte sprongen.

Achterwaarts stappen op een evenwichtsbalk: de kinderen moeten over drie

verschillende evenwichtsbalken (nl. verschillende breedtes: 6, 4.5 en 3 cm)

stappen. De score is het aantal stappen die de kinderen op de evenwichtsbalk

hebben gezet.

Deze ruwe scores kunnen dan omgezet worden in een quotiënt, percentiel en

leeftijdsequivalente score. Men kan dit doen per item en vervolgens voor de volledige

test. (Kiphard & Schilling, 1974).

Beperkingen van deze test zijn (Van Waelvelde & De Mey, 2007):

Dat hij geen balvaardigheid bevat

Dat hij de fijne motoriek niet test

Enkel Duitse verouderde normen

In een studie van Lenoir et al. (2010) werd nagegaan of de KTK ook een geschikt

instrument is om de grof motorische vaardigheden bij kinderen uit Vlaanderen te meten.

Deze test werd bij 2470 kinderen uit 26 reguliere scholen afgenomen. Alle kinderen

voerden de 4 subtesten uit. In deze studie werd een significante verbetering van de

scores met stijgende leeftijd gevonden (Vandorpe, Vandendriessche, Lefevre, Pion,

Vaeyens, Matthys, Philippaerts & Lenoir, 2010). Ook in de originele KTK (Kiphard &

Schilling, 1974) en een studie van Ahnert et al. (2009) werd dit aangetoond (Ahnert,

Schneider & Bös, 2009). Deze resultaten bevestigen ook hier de nood aan aparte

leeftijdsgerelateerde waarden voor Vlaamse kinderen. Voor wat betreft het geslacht

werden in de originele KTK (Kiphard & Schilling, 1974) niet voor alle items aparte

referentiewaarden voorzien omdat er geen sprake was van verschillen in scores tussen

de beide geslachten maar aangezien dit wel het geval is bij de Vlaamse kinderen wordt

geadviseerd om hier toch gebruik te maken van aparte referentiewaarden voor jongens

en meisjes. Deze studie voorziet in representatieve waarden voor de KTK bij jongens en

meisjes uit het noorden van België. De KTK bleek een waardevol instrument voor de

beoordeling van de grof motorische coördinatie bij jongens en meisjes uit Vlaanderen

(Vandorpe, Vandendriessche, Lefevre, Pion, Vaeyens, Matthys, Philippaerts & Lenoir,

2010).

17

Validiteit en betrouwbaarheid Körperkoordinationstest für Kinder I

De betrouwbaarheid van de KTK-items (heen en weer springen op een plaat en

achterwaarts stappen op een evenwichtsbalk) werd onderzocht en was zeer goed,

respectievelijk r = 0,95 en r = 0,80.

De inter- en intrabeoordelersbetrouwbaarheid werd onderzocht door Kiphard en Schilling.

Zij rapporteren zeer hoge betrouwbaarheidscijfers ( r > 0,85).

Omdat het normeringsonderzoek echter dateert uit 1973 en 1974 en er enkel Duitse

kinderen in de studie opgenomen werden, zijn er indicaties dat de KTK bij Nederlandse

en Vlaamse kinderen te streng scoort en er mogelijk een nieuwe normering nodig is

(Smits-Engelsman, 1998; De Vis & Van Humbeeck, 2005).

De KTK heeft ook een hoge constructvaliditeit ( Kabboord, 2003).

Uit de praktijk blijkt echter dat de KTK onvoldoende differentieert voor zwak presterende

5- jarige kinderen (Kiphard & Schilling, 1974).

De KTK kan ook gebruikt worden voor longitudinaal onderzoek omdat de kinderen op alle

leeftijden dezelfde items uitvoeren, enkel het te behalen niveau neemt toe. Ook is de test

gevoelig om kinderen met een zeer goede motoriek te meten en eruit te halen. Tevens

rapporteerde de handleiding van de KTK op itemniveau een hoge betrouwbaarheid in

tegenstelling tot de M-ABC waarvan de betrouwbaarheid beperkt is op itemniveau

(Kiphard & Schilling, 1974).

7.4. Beery-Buktenica Developmental Test of Visual Motor Integration (VMI)

Om motorische activiteiten tot een goed einde te kunnen brengen, is het belangrijk dat

het kind geen stoornis heeft in de perceptueel motorische integratie. Perceptueel

motorische integratie houdt in dat het kind visuele, auditieve en tactiele input kan

integreren met de motorische output. Bij perceptueel motorische stoornissen is de

integratie van perceptie en motorische uitvoering gestoord. Het kind dat niet adequaat

waarneemt, zal geen gepast motorisch antwoord kunnen geven (Huyberechts, 1982;

Straaten, 2008).

Visuele perceptuele vaardigheden worden beoordeeld door gebruik te maken van de VMI

en de VMI Supplemental Developmental Tests (de visuele perceptie en de motorische

coördinatie) (Sortor & Kulp, 2003). De VMI werd ontworpen door Keith Beery, Natasha

Beery en Norman Buktenica in 1964 (Beery & Beery, 2006) en wordt frequent gebruikt

om de visuele motorische integratie te beoordelen (Kulp & Sortor, 2003). Visuele

18

motorische integratie is het vermogen om visuele perceptie en motorische vaardigheden

te coördineren (Kulp & Sortor, 2003). De recentste versie (6de editie) dateert van 2010

(Beery, Buktenica & Beery, 2010).

De VMI gaat na of het kind in staat is om 27 geometrische figuren na te tekenen (Beery

& Beery, 2006; Wuang, Wang, Huang & Su, 2008).

De toegevoegde VMI testen werden ontworpen om moeilijkheden in verband met visuele

perceptie en motorische coördinatie op te sporen (Sortor & Kulp, 2003; Beery & Beery,

2006).

Visuele perceptie is het proces van het opnemen en het organiseren van visuele

informatie uit de omgeving (Sortor & Kulp, 2003). Aan het kind wordt gevraagd om de

figuur aan te duiden die identiek is aan een bovenstaande figuur uit een reeks van sterk

gelijkende figuren (Wuang, Wang, Huang & Su, 2008).

De subtest motorische coördinatie concentreert zich op de motorische

integratievaardigheid van een kind (Sortor & Kulp, 2003). Deze subtest bestaat uit het

tekenen van opnieuw dezelfde 27 geometrische figuren tussen spoorlijnen zonder voorbij

de dubbele lijn te komen (Wuang, Wang, Huang & Su, 2008).

Deze test kan gebruikt worden bij kinderen vanaf 2 jaar en het heeft een klinisch

objectief score systeem (Kulp & Sortor, 2003). Hoe hoger de score, hoe beter de

prestatie (Wuang, Wang, Huang & Su, 2008). Bij de geometrische figuren kan een kind

telkens 0 punten of 1 punt scoren. Wanneer een kind 3 opeenvolgende keren een 0

scoort, wordt de test beëindigd. Deze test maakt zowel gebruik van ruwe scores,

standaardscores, schaalscores als percentielen (Beery & Beery, 2006).

Het kan zijn dat kinderen slecht presteren op een test van visuele motorische integratie

als gevolg van beperkingen in één of meer van de volgende aspecten (Kulp & Sortor,

2003):

Visuele analyse / visueel ruimtelijke vaardigheden

Motorische coördinatie

Visuele conceptualisatie

Integratie van visuele en motorische vaardigheden

Er werd aangetoond dat de VMI een onderscheid kan maken tussen kinderen met

normale en verminderde visueel – motorische vaardigheden (Kulp & Sortor, 2003). Hij

wordt beschouwd als één van de meest valide en betrouwbare instrumenten voor het

beoordelen van de visuele motorische integratie (Kulp & Sortor, 2003).

19

Op grote schaal wordt de Beery VMI beschouwd als de best onderzochte en meest valide

test van zijn soort, hij werd namelijk 5 keer gestandaardiseerd tussen 1964 en 2003 met

een totaal van meer dan 11000 kinderen.

In tegenstelling tot de resultaten van veel andere testen blijven de resultaten van de

Beery VMI toch redelijk stabiel over tijd en plaats (in het Verenigd Koninkrijk en andere

landen), wat doet suggereren dat hij eerder basis neuropsychologische

vaardigheden/mogelijkheden beoordeelt. De Beery VMI blijkt ook niet significant

gerelateerd te zijn aan het geslacht (Beery & Beery, 2006).

De lange vorm van de Beery VMI bestaat uit 30 items en kan afgenomen worden van

zowel een individu als van een groep. Het duurt ongeveer 10 tot 15 minuten om deze

test af te nemen en hij kan gebruikt worden bij individuen van 2 tot 100 jaar oud. De

korte vorm bestaat uit 21 items en is bedoeld voor kinderen van 2 tot 7 jaar.

In het algemeen hebben onderzoekers gevonden dat de Beery VMI een waardevolle

voorspeller is als hij gebruikt wordt in combinatie met andere metingen (Beery & Beery,

2006).

Zowel één als beide gestandaardiseerde toegevoegde testen mogen uitgevoerd worden

na de Beery VMI. Als alle 3 de gestandaardiseerde testen afgenomen worden, moet dit

gebeuren in dezelfde volgorde waarin ze genormeerd werden om valide resultaten te

behouden. De valide volgorde is de volgende: (1) Beery VMI, (2) Visuele Perceptie en (3)

Motorische Coördinatie (Beery & Beery, 2006).

Validiteit en betrouwbaarheid van de Beery-Buktenica Developmental Test of Visual

Motor Integration (VMI) en zijn subtesten (visuele perceptie en motorische coördinatie)

De toegevoegde testen (visuele perceptie en motorische coördinatie) waren significant

gerelateerd aan de VMI. Een significante correlatie werd ook gevonden tussen de

toegevoegde testen: visuele perceptie en motorische coördinatie (ρ = 0,356, p < 0,001).

De totale VMI score is niet significant voor het beoordelen van visuele perceptie of

motorische coördinatie. Het kan zijn dat kinderen die normaal scoren op de VMI toch

beperkingen hebben op de subtest visuele beperking of de subtest motorische

coördinatie. Elk domein moet dus apart beoordeeld worden (Kulp & Sortor, 2003).

20

7.5. Bruininks-Oseretsky Test of Motor Proficiency (BOTMP)

De Bruininks-Oseretsky Test of Motor Proficiency (BOTMP), ontworpen in 1987 door

Bruininks, is één van de meest populaire motorische beoordelingsbatterijen (bijvoorbeeld

in Noord-Amerika) voor kinderen met een leeftijd van 4 jaar 6 maanden tot 14 jaar 5

maanden (Flegel & Kolobe, 2002; Hay, Hawes & Faught, 2004; Balakrishnan & Rao,

2007; Venetsanou, Kambas, Aggeloussis, Serbezis & Taxildaris, 2007).

Volgens Bruininks biedt de complete of de lange vorm van de batterij (46 items) een

uitgebreide index aan van motorische vaardigheid alsmede ook afzonderlijke metingen

van zowel de grove- als de fijne motorische vaardigheden (Flegel & Kolobe, 2002;

Balakrishnan & Rao, 2007; Venetsanou, Kambas, Aggeloussis, Serbezis & Taxildaris,

2007). De BOTMP-lange vorm bestaat uit 8 subtesten (Flegel & Kolobe, 2002;

Balakrishnan & Rao, 2007):

Loopsnelheid en behendigheid

Evenwicht

Bilaterale coördinatie

Kracht

Coördinatie bovenste lidmaat

Reactiesnelheid

Visueel-Motorische controle

Snelheid bovenste lidmaat en vaardigheid (behendigheid)

Bilaterale coördinatie verwijst naar het vermogen om beide lichaamshelften geïntegreerd

en op een bekwame manier te gebruiken (Magalhaes, Koomar & Cermak, 1989).

Inadequate bilaterale coördinatie kan een negatief effect hebben op de algemene

motorische coördinatie als ook op de cognitieve ontwikkeling, bijgevolg beïnvloedt dit de

academische prestatie negatief (Bundy, 2001).

Naast de lange vorm is er ook een korte vorm. De korte vorm bestaat uit 14 items

afkomstig van de lange vorm en onderzoekt het volledige domein van motorische

vaardigheid (Hay, Hawes & Faught, 2004; Venetsanou, Kambas, Aggeloussis, Serbezis &

Taxildaris, 2007). De korte vorm werd ontworpen voor te gebruiken wanneer een groot

aantal kinderen onderzocht moet worden. Het afnemen van deze vorm neemt namelijk

maar 30 minuten in beslag in vergelijking met de lange vorm waarbij de afname 2 uur

duurt (Hay, Hawes & Faught, 2004).

21

Elk item wordt anders gescoord (Balakrishnan & Rao, 2007; Venetsanou, Kambas,

Aggeloussis, Serbezis & Taxildaris, 2007).

Bij de korte vorm wordt enkel een score verschaft over de totale batterij, terwijl de lange

vorm scores weergeeft voor de grove motoriek, de fijne motoriek en de totale batterij.

(Venetsanou, Kambas, Aggeloussis, Serbezis & Taxildaris, 2007).

De onderzoeker demonstreert elk test-item met de standaard verbale instructies

(Balakrishnan & Rao, 2007).

De grootste beperkingen van de BOTMP zijn (Hay, Hawes & Faught, 2004):

● De kostprijs

● De tijd (ongeveer 30-120 minuten) voor administratie

● Dat er getraind personeel vereist is

● Dat er maar één kind tegelijkertijd kan getest worden

De BOTMP is dus geen praktisch screening instrument en wordt alleen gebruikt voor de

verificatie van een diagnose (Hay, Hawes & Faught, 2004).

Variaties in cultuur en omgeving bleken de prestaties op de motorische vaardigheden te

beïnvloeden. Schneider beweerde dat kinderen uit verschillende culturen op een

verschillende manier ontwikkelen. Daarom zou het toepassen van normen voor de ene

cultuur en voor de andere de ontwikkelingsstatus van een kind verkeerd kunnen

voorstellen (Balakrishnan & Rao, 2007).

Een studie vergeleek de samenhang van de korte vorm en de lange vorm van de BOTMP

in het opsporen van pre-schoolse kinderen met een motorische stoornis. Alhoewel de

totale scores van de korte en de lange vorm sterk gecorreleerd waren (r = 0,85), wezen

de paired t-tests op significante verschillen (t = -27,466; p = 0,001) (Venetsanou,

Kambas, Aggeloussis, Serbezis & Taxildaris, 2007).

In een studie van Hay et al. werd dan weer een inter-correlatie van 0,90 en 0,91

vastgesteld tussen de korte en de lange vorm (Hay, Hawes & Faught, 2004).

De totale scores van de korte vorm waren significant hoger dan de totale scores van de

lange vorm. De korte vorm had een lage sensitiviteit (13,6%), er was nl. een negatieve

voorspellende waarde van 72,5% (m.a.w. 27,5% van de gevallen die door de korte vorm

beschouwd werden als geen motorische stoornis waren dit volgens de lange vorm wel) en

een positieve voorspellende waarde van 100% (m.a.w. alle gevallen die door de korte

vorm als positief geïdentificeerd waren, werden ook met de lange versie opgespoord). De

22

discriminerende accuraatheid van de BOTMP- korte vorm was te laag vergeleken met

deze van de lange vorm.

De BOTMP-korte vorm blijkt geen valide test te zijn voor het opsporen van een

motorische stoornis in 5 jaar oude kinderen (Venetsanou, Kambas, Aggeloussis, Serbezis

& Taxildaris, 2007).

De bevindingen van deze studie houden in dat de validiteit van de BOTMP-korte vorm

voor het opsporen van preschoolse kinderen met een motorische stoornis twijfelachtig is

(Venetsanou, Kambas, Aggeloussis, Serbezis & Taxildaris, 2007).

Validiteit en betrouwbaarheid van de BOTMP

De inter-rater betrouwbaarheid uitgedrukt door middel van een kappacoëfficiënt

varieerde voor de 8 items van bilaterale coördinatie van 0,66 tot 1,00. Er is een relatief

lage overeenkomst wat item 1 (k = 0,66) en 6 (k = 0,73) betreft.

De inter-rater betrouwbaarheid bedroeg 0,93 (kappa) voor de bilaterale coördinatie

subtest puntscores (p < 0,0001) (Balakrishnan & Rao, 2007).

Het gebrek aan informatie over de inter-rater betrouwbaarheid van andere subtesten is

een beperking voor de BOTMP (Balakrishnan & Rao, 2007). Dit is in overeenkomst met

de resultaten geobserveerd door Wilson et al. (2000) (Wilson, Kaplan, Crawford &

Dewey, 2000; Balakrishnan & Rao, 2007).

De bevindingen van deze studie houden in dat de subtest bilaterale coördinatie van de

BOTMP betrouwbare informatie verschaft die gebruikt kan worden door therapeuten om

een interventieprogramma te evalueren en te voorzien (Balakrishnan & Rao, 2007).

De prestatie van beide geslachten (p < 0,0001) verbeterde met de leeftijd (Balakrishnan

& Rao, 2007).

7.6. Bruininks-Oseretsky Test of Motor Proficiency II (BOT II)

De BOT II werd in 2005 ontworpen door Robert H. Bruininks en Brett D. Bruininks en

wordt gebruikt om kinderen met milde tot matige motorische stoornissen op te sporen.

Hij meet een brede waaier van zowel grof – als fijn motorische activiteiten bij individuen

tussen 4 jaar en 0 maanden en 21 jaar en 11 maanden (Bruininks & Bruininks, 2005).

23

Hij bevat 4 motorische onderdelen (Bruininks & Bruininks, 2005):

● Fijne Manuele Controle

● Manuele coördinatie

● Lichaamscoördinatie

● Kracht en behendigheid

De fijne manuele controle houdt motorische vaardigheden zoals schrijven en tekenen in.

Deze vereisen een hoge graad van precisie. Manuele coördinatie beoordeelt motorische

vaardigheden met betrekking tot reiken, grijpen en het manipuleren van objecten. Het

accent ligt hierbij op snelheid, handigheid en arm- / handcoördinatie.

Lichaamscoördinatie meet de motorische vaardigheden die men nodig heeft bij evenwicht

en coördinatie van de bovenste en onderste ledematen. De kracht van de grote

spiergroepen, de motorische snelheid en de motorische vaardigheden worden gemeten in

het onderdeel kracht en behendigheid. Deze zijn namelijk nodig voor het behouden van

een goede lichaamshouding tijdens stappen en lopen (Bruininks & Bruininks, 2005).

De BOT II lange vorm bevat 53 items en de korte vorm 14. De afnameduur van de BOT

II lange vorm bedraagt 40 tot 60 minuten en deze van de korte vorm 15 tot 20 minuten

(Bruininks & Bruininks, 2005).

Voor elk item wordt een ruwe score in de kolom voor de ruwe scores ingevuld. Deze ruwe

scores worden omgezet in een puntscore. Een puntscore is een gestandaardiseerde score

die toelaat om de prestatie van een individu te evalueren met een gegradueerde schaal.

Door de puntscores voor de verschillende subtesten op te tellen, bekomt men de totale

subtest puntscores. Om deze puntscores om te zetten naar schaalscores moet men eerst

beslissen of er gebruik zal gemaakt worden van gecombineerde of geslacht-specifieke

normen. Voor de BOT II wordt het gebruik van geslacht-specifieke normen aangeraden.

Schaalscores kunnen dan verder worden omgezet tot standaardscores en

percentielrangen (Bruininks & Bruininks, 2005).

De BOT II behoudt 70 % van de originele BOTMP inhoud. De BOTMP en de BOT II

bevatten allebei 8 subtesten maar het zijn niet dezelfde. De subtest ‘ Response Speed’

werd weggelaten en de originele ‘Visual Motor Control’ subtest werd verdeeld in 2

groepen, nl. fijne motorische precisie en fijne motorische integratie. Bij de subtest

‘Running Speed and Agility’, die eerder enkel bestond uit een shuttle run, werden 4

activiteiten toegevoegd. De ‘Strength’ subtest werd ook uitgebreid. Een wall sit werd

toegevoegd om de kracht van de beenspieren te meten en een v-up om de kracht van de

rugspieren te meten. Bij de ‘Strenght’ subtest kan nu ook worden gekozen tussen knee

24

push ups en full push ups. De subtest ‘Upper Limb Speed and Dexterity’ heeft de naam

‘Manuel Dexterity’ gekregen. In deze subtest werden bepaalde items geëlimineerd en

bepaalde items naar andere subtesten verplaatst. Dit zorgt voor een kleinere maar meer

gerichte set van items voor deze subtest (Bruininks & Bruininks, 2005).

Validiteit en betrouwbaarheid van de BOT II

Over het algemeen is de betrouwbaarheid van de subtests (r) hoog, met een gemiddelde

subtest betrouwbaarheid in de drie leeftijdsgroepen (van 4 tot 7, van 8 tot 11 en van 12

tot 21) gaande van hoog in de 70 tot laag in de 80. De ‘composite’

betrouwbaarheidscoëfficiënten zijn ook hoog, deze variëren namelijk van hoog in de 80

tot laag in de 90. De ‘Totale Motor composite’ betrouwbaarheid ligt in het midden van de

90 en de korte vorm betrouwbaarheid ligt in het midden van de 80 (Bruininks &

Bruininks, 2005).

In het algemeen zijn de test-retestbetrouwbaarheidscoëfficiënten (r) hoog. Het

gemiddelde van de subtest correlatiecoëfficiënten ligt in de hoge 70 voor kinderen van 4

tot 7 jaar en van 8 tot 12 jaar en is 0.69 voor personen van 13 tot 21 jaar. Het

gemiddelde van de composite correlatiecoëfficiënten ligt in de lage 80 voor kinderen van

4 tot 7 jaar en van 8 tot 12 jaar en is 0.77 voor personen van 13 tot 21 jaar. De Totale

Motor Composite betrouwbaarheidscoëfficiënt ligt in het midden van de 80 en de korte

vorm betrouwbaarheidscoëfficiënt ligt in de hoge 80.

De meeste subtest en motor-area composite betrouwbaarheidscoëfficiënten blijven

relatief consistent over de verschillende leeftijden, met uitzondering van de fijne manuele

controle en lichaamscoördinatie composites die met de leeftijd toenemen (Bruininks &

Bruininks, 2005).

In deze studie heeft men ook de interrater betrouwbaarheid geëvalueerd. De interrater

betrouwbaarheidscoëfficiënten zijn extreem hoog voor de subtests manuele coördinatie,

lichaamscoördinatie en kracht en behendigheid composites, namelijk 0.98 r en 0.99 r. De

fijne manuele controle composite coëfficiënt is ook hoog. Deze bedraagt 0.92 r. Het

niveau van interrater betrouwbaarheid is dus in het algemeen zeer consistent (Bruininks

& Bruininks, 2005).

De BOTMP was de basis voor de inhoudsvaliditeit van de BOT-II. Minder effectieve items

werden geëlimineerd en nieuwe items werden uitgevonden. Elk nieuw item ging door drie

stadia van ontwikkeling (pilot, nationale tryout en standaardisatie) en elk item dat

behouden werd uit de BOTMP ging door 2 fasen (nationale tryout en standaardisatie).

25

Enkel de items die functioneel relevant bleken en een matige tot sterke statistische

relatie hadden met hun subtest werden behouden (Bruininks & Bruininks, 2005).

Het vier-factorenmodel van de BOT II werd significant beter bevonden dan de twee-

factorenstructuur (grof- en fijn motorisch) van de BOTMP (Bruininks & Bruininks, 2005).

De BOT II kan motorische problemen bij kinderen met DCD, milde tot matige mentale

retardatie en autisme/syndroom van Asperger opsporen (Bruininks & Bruininks, 2005).

Voor wat betreft de betrouwbaarheid en validiteit van de BOT II werden verder nog geen

onafhankelijke studies uitgevoerd.

7.7. Peabody Developmental Motor Scales I

De Peabody Developmental Motor Scales werden gestandaardiseerd door middel van een

nationale steekproef met 617 kinderen met een leeftijd van 1 maand tot 83 maanden.

Deze test bestaat uit afzonderlijke grove en fijn motorische schalen, wat een meer

gedetailleerde beoordeling van de motorische ontwikkeling toelaat.

De grove motorische schaal is ingedeeld in 5 vaardigheidscategorieën: reflexen,

evenwicht, voortbeweging, niet-locomotorische vaardigheden, vangen en manipuleren

van objecten. De fijn motorische schaal wordt onderverdeeld in 4

vaardigheidscategorieën: grijpen, oog-handcoördinatie, handgebruik en manuele

vaardigheid. De grove motorische schaal bestaat uit 10 items per leeftijdsniveau en de

fijne motorische schaal uit hetzij 6 of 8 items. Deze items moeten niet in een specifieke

volgorde worden afgenomen.

Beide testen kunnen afgenomen worden in 45 tot 60 minuten.

De items in deze test worden gescoord aan de hand van een 0 tot 2 punten schaal,

waarbij een score van 1 gedeeltelijk succes betekent. De resultaten van de test kunnen

weergegeven worden in leeftijdsequivalente scores en in quotiënten (Palisano, 1986).

7.8. Peabody Developmental Motor Scales II

De Peabody Developmental Motor Scales II werd in 2000 ontworpen door M. Rhonda

Folio en Rebecca R. Fewell. De PDMS II meet net zoals de PDMS I de grove- en fijne

motoriek. De PDMS II kan gebruikt worden bij 0 tot 6- jarigen.

26

De PDMS II bestaat uit 6 subtesten. Deze zijn ( Folio & Fewell, 2000):

Reflexen

Deze subtest bestaat uit 8 items. Er wordt gekeken naar de reacties van het kind op

de veranderende omgeving. Deze subtest wordt enkel afgenomen bij kinderen van 0

tot 11 maanden.

Evenwicht

De subtest bestaat uit 30 items en gaat na of het kind de controle over zijn lichaam

kan behouden.

Beweging

Deze subtest bestaat uit 89 items en gaat na of het kind zich van de ene plaats naar

de andere kan voortbewegen. Dit houdt kruipen, stappen, lopen, huppelen en

voorwaarts springen in.

Voorwerpmanipulatie

Deze subtest bestaat uit 24 items en meet het kind zijn vermogen om ballen te

manipuleren (vangen, gooien, trappen).

Grijpen

Deze subtest bevat 26 items en gaat na in welke mate het kind zijn handen kan

gebruiken. Dit gaat van het vasthouden van een object met 1 hand tot activiteiten

waarbij het gecontroleerd gebruik van beide handen en vingers nodig zijn.

Visueel-motorische integratie

Deze subtest bestaat uit 72 items en meet het kind zijn vermogen om visueel-

motorische taken uit te voeren waarbij oog-hand coördinatie noodzakelijk is (grijpen

naar een voorwerp, iets bouwen met blokken en het kopiëren van ontwerpen).

Bij de PDMS II maakt men gebruik van een 3 punten scoresysteem. Elke item kan

gescoord worden met 0, 1 of 2. Een score 2 betekent dat het kind de activiteit beheerst

(goede uitvoering). Een score 1 betekent dat de uitvoering lijkt op de criteria waaraan

het kind moet voldoen en een score 0 betekent dat het kind het item niet kan of wil

uitvoeren (Folio & Fewell, 2000).

De resultaten van de subtesten worden gebruikt om 3 globale indexen van de motorische

prestaties te bekomen. Deze zijn (Folio & Fewell, 2000):

Quotiënt grove motoriek

Quotiënt fijne motoriek

Quotiënt totale motoriek

27

De tijd nodig om de volledige PDMS II af te nemen, varieert van 45 minuten tot 60

minuten. Wanneer de subtests worden afgenomen die enkel de grof- of fijn motorische

vaardigheden meten, kan deze test in 20 tot 30 minuten uitgevoerd worden (Folio &

Fewell, 2000).

Validiteit en betrouwbaarheid van de PDMS II

Voor wat betreft de betrouwbaarheid van deze test werd de alpha coëfficiënt voor de

interne consistentie van de items van alle subtests en de alpha coëfficiënt voor de interne

consistentie van de samengestelde quotiënten nagegaan. Zowel de subtests als de

samengestelde quotiënten bleken betrouwbaar, ongeacht de leeftijd. De subtests bleken

ook even betrouwbaar voor alle subgroepen die onderzocht werden. Voor wat betreft de

test-retest betrouwbaarheid bleven de testscores doorheen de tijd stabiel. De interscorer

verschillen leverden bewijs voor de inter-raterbetrouwbaarheid.

De PDMS II heeft dus een hoge betrouwbaarheid voor de 3 types (content sampling, time

sampling, interscorer differences) van betrouwbaarheid die nagegaan werden. De

gebruikers van deze test mogen vertrouwen hebben in de resultaten. Zeker wanneer

kinderen, waarvan verwacht wordt dat ze motorische problemen hebben, getest worden

(Folio & Fewell, 2000).

De test-hertest en de interrater betrouwbaarheid van de fijne motorische schaal van de

PDMS II bij 4– en 5-jarige kinderen varieerde van 0, 84 tot 0,99 (Spearman correlatie

coefficient) (Van Hartingsveldt, Cup & Oostendorp, 2005).

Voor wat betreft de validiteit van de PDMS II werd er kwalitatief bewijs geleverd voor de

inhoudsvaliditeit van deze test. Uit een studie die de criteria-predictieve validiteit van

deze test is nagegaan, bleken zeer hoge correlatie coëfficiënten te bestaan tussen de

PDMS II en de PDMS. De relaties tussen de quotiënten van de grove en fijne motoriek

van de PDMS II en de PDMS bedroegen 0.80 r. Deze waren hoog genoeg om de

gelijkwaardigheid van deze testen en de validiteit van de PDMS II scores te concluderen.

Voor wat betreft de construct validiteit bleken alle subtests gerelateerd aan de leeftijd.

Dit wil zeggen dat de gemiddelde scores van deze subtests hoger kwamen te liggen

wanneer de kinderen ouder werden. Ook bleken de GMQs, de FMQs en de TMQ’s voor elk

geslacht en elke etnische groep zich binnen de normale grenzen te bevinden. Deze

bevindingen ondersteunen de construct validiteit van deze test.

Gebaseerd op deze informatie mogen we concluderen dat de PDMS II een valide

instrument is voor het meten van motorische mogelijkheden. Examinatoren mogen de

28

PDMS II dus met vertrouwen gebruiken, zeker bij de beoordeling van individuen van wie

verwacht wordt dat zij motorische problemen hebben (Folio & Fewell, 2000).

7.9. Motor Scale of the Bayley Scales of Infant Development I (BSID)

De Motor Scale of the Bayley Scales of Infant Development is wellicht de meest gebruikte

gestandaardiseerde motorische schaal, genormaliseerd tussen 1958 en 1962 met behulp

van Amerikaanse kinderen (1262) tussen 2 maand en 30 maanden (Bayley, 1969;

Palisano, 1986 ).

De Bayley Motor Scale bestaat uit 81 items, 69 items hiervan meten de grove motoriek.

De Bayley Motor Scale bevat geen fijne motorische items boven een leeftijd van 8,9

maand. Alhoewel de Bayley Motor Scale veel gebruikt wordt, bevat deze toch maar een

klein aantal items voor elke fase van de ontwikkeling en laat deze fases in de motorische

ontwikkeling weg (het bevat bv. geen items over lopen). De Bayley Motor Scale verschaft

daarom geen diepgaande motorische beoordeling en bovendien beschrijft deze de grove

en fijne motorische ontwikkeling ook niet (Bayley, 1969; Palisano, 1986 ).

De items moeten niet in een specifieke volgorde worden afgenomen (Bayley, 1969;

Palisano, 1986 ).

Het afnemen van de test neemt 15 tot 20 minuten in beslag en de resultaten worden

weergegeven enerzijds door een gestandaardiseerde psychomotorische

ontwikkelingsindex (PDI) of door leeftijdsequivalente scores (Bayley, 1969; Palisano,

1986).

7.10. Motor Scale of the Bayley Scales of Infant Development II (BSID II)

De BSID II (Bayley, 1993) is een goed ontwikkelde, gestandaardiseerde test die geschikt

is om de algemene mentale en motorische ontwikkeling vast te stellen bij kinderen van 1

tot 42 maanden. Hij bestaat uit 3 schalen: een mentale schaal, een motorische schaal en

een gedragsobservatieschaal. De mentale schaal bestaat uit 178 items die de cognitieve

vaardigheden van het kind meten. Het gaat hier over visuele en auditieve

informatieverwerking, oog-handcoördinatie, imitatie, taalontwikkeling, geheugen en

probleemoplossend vermogen. De motorische schaal bestaat uit 111 items, die

vaardigheden meten met betrekking tot de controle van de grove en fijne motoriek,

29

inclusief bewegingen zoals rollen, kruipen, staan, stappen, lopen en springen. Deze test

evalueert ook de fijn motorische manipulaties zoals oog-handcoördinatie, de manier

waarop schrijfmateriaal wordt vastgehouden en handgebaren. De

gedragsobservatieschaal bestaat uit vragen die het gedrag van het kind tijdens de testing

nagaan. Deze vragen worden na de test beantwoord door diegene die de test afneemt.

Afhankelijk van de leeftijd is er een specifieke set voorzien met een begin- en einditem

voor zowel de mentale als de motorische schaal (Ruiter, Nakken, Van der Meulen &

Lunenborg, 2010). Door gebruik te maken van een basaal en- plafondniveau kan het zijn

dat ook bepaalde items van een lagere of hogere itemset afgenomen moeten worden.

Ruwe mentale en motorische scores worden omgezet in een mentale ontwikkelingsindex

(MDI) en een psychomotorische ontwikkelingsindex (PDI) gebruik makend van

normatieve data voor de leeftijdsgroep van het kind. Hogere indexen wijzen op een

betere ontwikkeling van het kind. MDI’s en PDI’s hebben een gemiddelde van 100 (SD

15) in de normale populatie (Westera, Houtzager, Overdiek & Van Wassenaer, 2008).

Sinds 2002 is ook een Nederlandstalige versie beschikbaar (Ruiter, Nakken, Van Der

Meulen & Lunenborg, 2010). De afnameduur voor kinderen jonger dan 15 maanden

bedraagt tussen de 25 en 30 minuten. Voor kinderen ouder dan 15 maanden is dat

ongeveer 60 minuten (Van der Meulen, Ruiter, Spelberg & Smrkovský, 2002).

De BSID-II-NL is voldoende betrouwbaar en valide (Ruiter, Spelberg & Van der Meulen,

2005).

7.11. Ghent Developmental Balance Test (GDBT)

Binnen de leeftijdscategorie van 18 maanden tot 5 jaar is het aantal gestandaardiseerde

motorische testen die de evenwichtsvaardigheden van het kind meten beperkt. De 2de

editie van de Peabody Developmental Motor Scales (PDMS-II) bevat wel een ‘stationary’

subtest, deze subtest omvat items die allemaal statisch worden uitgevoerd, maar deze

items evalueren niet allemaal de controle op het evenwicht. Naast de ‘stationary’ subtest

bevat de PDMS II nog 5 andere subtesten, namelijk de subtest reflexen, locomotion,

voorwerpmanipulatie, grijpen en visueel-motorische integratie. Toch blijven er echter

enige gebreken aanwezig qua ontwikkeling in de reeksen items van de PDMS-II. De

Ghent Developmental Balance Test, ontworpen in 2009 door De Kegel A. en Van

Waelvelde H., biedt meer complete ontwikkelingsreeksen van taken aan, dewelke

specifiek de ontwikkeling van het kind zijn evenwichtsvaardigheden weerspiegelen (De

Kegel & Van Waelvelde, 2009).

30

De Balance Test bestaat uit 35 items en elk item kan een score 0, 1 of 2 krijgen. Een

score 2 wordt gegeven wanneer het kind het item uitvoert volgens de specifieke criteria.

Een score 1 houdt in dat het gedrag zich voordoet maar dat de criteria voor een

succesvolle uitvoering niet volledig bereikt zijn. Een score 0 houdt in dat het kind het

item niet kan of niet wil proberen of dat de poging aantoont dat de vaardigheid nog niet

aanwezig is. De totale test score van de GDBT varieert tussen 0 en 70. Wanneer het kind

blijft weigeren om een taak uit te voeren of wanneer het kind zich niet langer kan

concentreren, kan de test onderbroken worden en op een later tijdstip verder gezet

worden. Alle onderdelen van de test zouden wel afgenomen moeten worden binnen een

periode van 2 weken. Elke oefening moet uitgelegd en gedemonstreerd worden. De test

wordt begonnen op een niveau waarvan de onderzoeker denkt dat het kind de taak

gemakkelijk kan uitvoeren. Wanneer het kind geen 3 opeenvolgende 2-scores behaalt,

wordt er naar een lager niveau overgegaan en zal er een gemakkelijker item geprobeerd

worden. Dit doet men totdat het kind 3 opeenvolgende 2-scores behaalt. De eerder

beschreven items moeten dan niet meer uitgevoerd worden. Voor deze items zal het kind

automatisch een score 2 krijgen. Deze virtuele 2-scores moeten echter niet weergegeven

worden op het scoreformulier. De test wordt beëindigd wanneer het kind 3

opeenvolgende 0-scores krijgt. De test kan afgenomen worden in 15 minuten (De Kegel

& Van Waelvelde, 2009).

De gepubliceerde normen zijn voorlopig, deze moeten dan ook voorzichtig

geïnterpreteerd worden. In de toekomst zullen er leeftijdsnormen van een grotere

gestandaardiseerde groep beschikbaar zijn. Vanaf een leeftijd van 18 maanden tot en

met 71 maanden zijn de percentielscores (het 50ste, 25ste, 10de en 5de percentiel scores)

weergegeven (De Kegel & Van Waelvelde, 2009).

Deze test is geschikt voor kinderen tussen 18 maanden en 6 jaar 0 maand of voor

kinderen met een gelijkaardig niveau van evenwichtcontrole (De Kegel & Van Waelvelde,

2009).

Validiteit en betrouwbaarheid van de Ghent Developmental Balance Test

De GDBT totale test score vertoont een uitstekende test-retest betrouwbaarheid met een

ICC van 0,99 en een standaard meetfout van 6,25. De ICC van de test-retest

betrouwbaarheid op itemniveau varieert tussen 0,61 en 0,99. Uit de analyse van

herhaalde metingen bleek er geen effect te zijn van leeftijd en geslacht op de

herhaalbaarheid. Voor de gemakkelijkste items van de test kon de ICC niet berekend

worden omdat alle kinderen een maximale score hadden bij de beide pogingen. Deze

31

items werden niet geëlimineerd. Voor typisch ontwikkelende kinderen van 18 maanden

zijn deze items te gemakkelijk. Maar deze test heeft echter als doel kinderen met

beperkingen, vanaf het moment dat ze beginnen stappen, te beoordelen en daarom zijn

deze items relevant indien de test gebruikt wordt in een kliniek.

De totale testscore is nauw gerelateerd aan de leeftijd van de kinderen (Pearson

correlatiecoëfficiënt van 0,94).

Aan de hand van bovenstaande informatie kunnen we dus besluiten dat de GDBT een

betrouwbaar en een valide klinisch meetinstrument is voor de evaluatie van evenwicht bij

jonge kinderen vanaf de moment dat ze onafhankelijk kunnen stappen tot de leeftijd van

6 jaar 0 maand. Er zijn echter nog steeds studies bezig met betrekking tot de inter-tester

betrouwbaarheid en de concurrent validiteit (De Kegel & Van Waelvelde, 2009).

7.12. Maastrichtse Motoriek Test (MMT)

De Maastrichtse Motoriek Test, ontwikkeld in 2004 door Vles, Kroes en Feron, is een

objectieve meetmethode gericht op het meten van zowel de kwantiteit (functie) als de

kwaliteit (performance) van de motoriek. Hij kan gebruikt worden bij kinderen van 5 tot

6 jaar. Van de test bestaat een korte en een lange versie. De lange versie bezit 70 items

en de korte versie bezit 20 items. Ze bestaan beide uit 4 onderdelen. Deze zijn:

Statische motoriek

Dynamische motoriek

Balvaardigheden

Diadochokinese en penvaardigheden

Via deze 4 onderdelen worden bijna alle aspecten van het motorisch functioneren in acht

genomen.

De tijdsduur voor het afnemen van de lange vorm bedraagt 30 minuten en de korte

versie neemt 7 minuten in beslag.

Voor elke opdracht wordt een kwantitatieve en kwalitatieve score gegeven (Vles, Kroes &

Feron, 2004).

Betrouwbaarheid van de Maastrichtse Motoriek Test

De inter-observer betrouwbaarheid werd nagegaan door het berekenen van de ICC. Deze

had voor elk van de 4 onderdelen en de totale score een waarde van 0.83 of hoger. Dit

duidt op een hoge inter-observer betrouwbaarheid.

32

De ICC waarden van de intra-observer betrouwbaarheid zijn vergelijkbaar met deze van

de inter-observer betrouwbaarheid. Voor 2 onderdelen, namelijk de kwantiteit van de

balvaardigheden en de diadochokinese en penvaardigheden, ligt deze echter iets lager.

Bij de test-hertest betrouwbaarheid liggen de waarden van de ICC opvallend veel lager

dan de inter- en intra-observer waarden (Vles, Kroes & Feron, 2004).

8. Vergelijkingen tussen de verschillende testen

8.1. Movement Assessment Battery for Children en Bruininks-Oseretsky Test of Motor

Proficiency

Een studie over validiteit rapporteerde een vrij lage correlatiecoëfficiënt van 0.53 tussen

de M-ABC en de samengestelde score van de BOTMP (Bruininks, 1978). In een studie van

Johnston (2006) werd echter een matige concurrent validiteit aangetoond tussen de M-

ABC en de BOTMP. Doch een volledige overeenkomst wordt niet noodzakelijk verwacht

aangezien de M-ABC gericht is op het screenen van een motorisch stoornis en de BOTMP

op het beschrijven van de motorische prestatie. Helaas onthult de M-ABC enkel dat een

kind iets niet kan uitvoeren en geeft hij niet aan waarom dit zo is (Johnston, 2006).

Twee andere factoren die het verschil in resultaten kunnen verklaren tussen de BOTMP

en M-ABC, wanneer deze gebruikt worden om kinderen met DCD te identificeren, zijn

(Barnhart, Davenport, Epps & Nordquist, 2003):

De BOTMP laat de onderzoeker toe verbaal het kind aan te moedigen en te

corrigeren tijdens de testprocedure, want een kind dat afhankelijk is van meer

externe controle toelaat om beter te presteren op de BOTMP. De BOTMP heeft de

neiging om minder kinderen met DCD op te sporen dan er in werkelijkheid zijn.

De M-ABC vereist meer zorgvuldige instructies van de onderzoeker en biedt het

kind meer kansen om te oefenen, maar laat geen verbale of fysieke aanmoediging

door de onderzoeker toe. Kinderen met aandachtsproblemen kunnen meer

moeilijkheden ondervinden met de zorgvuldige instructies van de M-ABC.

33

8.2. Bruininks-Oseretsky Test II en de Peabody Developmental Motor Scale II

Deze vergelijking is gebaseerd op de leeftijdscategorie van 4 tot 5 jarigen. De correlatie

tussen de Total Motor Composite en de Total Motor Quotiënt is 0.73 r. De beide versies

van de Strength en Agility composite correleren sterk met de Gross Motor Quotiënt. Deze

correlaties bedragen namelijk 0.73 r en 0.75 r. Manual Coordination (0.64 r) en Body

Coordination (0.65 r) vertonen allebei een sterke associatie met de Gross Motor

Quotiënt. De Fine Manual Control vertoont een matige tot sterke correlatie (0.51 r) met

de Fine Motor Quotiënt.

De inhoud van de PDMS-II Visual Motor Integration subtest vertoont gelijkende

activiteiten met de Fine Motor Precision, de Fine Motor Integration en de Manual

Dexterity subtests van de BOT-II. De grootste inhoudsgelijkenis werd gevonden bij de

Fine Motor Precision en een matige ( 0.59 r) inhoudsgelijkenis werd gevonden voor de

Fine Motor Integration en de Manual Dexterity. Scores op de Balance en de Strength

subtest van de BOT-II hebben een matige correlatie (0.53 r en 0.46 r) met de Stationary

subtest van de PDMS-II. Een sterke correlatie (0.83 r) werd dan weer gevonden tussen

de Locomotion en de Running Speed and Agility subtest van de BOT-II. De Upper-Limb

Coordination subtest van de BOT-II vertoont het meest gelijkenissen met de Object

Manipulation subtest van de PDMS-II. Een matige tot sterke correlatie van 0.63 r

reflecteert deze gelijkenissen (Bruininks & Bruininks, 2005).

8.3. Motor Scale of the Bayley Scales of Infant Development en de Peabody

Developmental Motor Scales

De Peabody schalen zijn gevoeliger voor verandering in motorische ontwikkeling dan de

Bayley Motor Scale (Palisano, 1986).

Uit een studie van Palisano bleek dat de Bayley scores een goede tot hoge correlatie

vertoonden met de grove motorische scores van de Peabody (range, r = 0,78 tot r =

0,96). De correlatie tussen de Bayley scores en de fijne motorische scores van de

Peabody was volgens deze studie echter niet aanvaardbaar ( range, r = 0,20 tot r =

0,57) (Palisano, 1986).

Wanneer de resultaten uitgedrukt werden in gestandaardiseerde quotiënten bleek dat de

gemiddelde Bayley quotiënten voor de kinderen geboren na 9 maand zwangerschap

significant hoger waren dan de grove motorische quotiënten van de Peabody. Als men de

resultaten in gestandaardiseerde quotiënten weergeeft kan de status van de motorische

34

ontwikkeling van een kind dus verschillen naargelang men de Bayley Motor Scale of de

Peabody Gross Motor Scale gebruikt (Palisano, 1986).

Gestandaardiseerde quotiënten zijn gunstig voor (Palisano, 1986):

Te bepalen of de motorische ontwikkeling van een kind zich al dan niet bevindt

binnen de leeftijdsverwachting

Voor het weergeven van de bevindingen van een onderzoek.

De leeftijdsequivalente scores van Bayley en van de Peabody verschaffen valide

metingen in verband met leeftijdsgerelatereerde veranderingen in de motorische

ontwikkeling (Palisano, 1986).

Leeftijdsequivalente scores (Palisano, 1986):

Zijn zinvol bij kinderen waarvan de motorische ontwikkeling zich onder de

normale range van variabiliteit bevindt

Bieden een duidelijkere indicatie van de functionele mogelijkheden dan de

gestandaardiseerde quotiënten

De Bayley Motor Scale en de Peabody Developmental Motor Scales voorspellen de

motorische ontwikkeling niet op latere leeftijd. De Bayley Motor Scale en de Peabody

Developmental Motor Scales zouden enkel gebruikt mogen worden om recente informatie

te verschaffen over de motorische mogelijkheden van een kind ten opzichte van de

normatieve groep (Palisano, 1986).

Deze studie geeft aan dat de prestatie op een grof motorisch item niet sterk gerelateerd

is aan de prestatie op een fijn motorisch item. Men raadt in deze studie dus aan om de

fijne en grove motorische vaardigheden afzonderlijk te bepalen om zo de motorische

ontwikkeling op latere leeftijd te kunnen voorspellen (Palisano, 1986).

De Bayley Motor Scale zou de voorkeur moeten krijgen wanneer de tijd beperkt is.

Wanneer een evaluatie van zowel de grove als de fijne motorische ontwikkeling vereist

is, is de Peabody Developmental Motor Scale geschikter dan de Bayley Motor Scale.

De Peabody schalen zijn ook in staat zijn om informatie te verschaffen over de

ontwikkeling over een relatief korte tijdsperiode en zou de reactie op therapie kunnen

meten. De Peabody schalen zijn een geschikt beoordelingsinstrument voor kinderen met

motorische vertragingen of stoornissen (Palisano, 1986).

35

8.4. De Movement Assessment Battery for Children en de Peabody Developmental Motor

Scale II

De totale scores van de M-ABC en de PDMS II correleerden goed (rs = 0,76). Maar

wanneer het vermogen van deze twee testen om kinderen met moeilijkheden te

identificeren onderzocht werd, bleek de overeenkomst tussen deze testen laag te zijn (K

= 0,29). De PDMS II bleek namelijk minder gevoelig te zijn voor milde motorische

beperkingen. Clinici moeten zich er dus van bewust zijn dat alhoewel deze beide testen

hetzelfde construct meten, ze toch niet verwisselbaar zijn ( Van Waelvelde, Peersman,

Lenoir & Smits-Engelsman, 2007).

De correlatie coëfficiënt tussen de subscores van de grove motoriek voor de M-ABC

(balvaardigheden en evenwicht) en de PDMS II was hoger (0,71) dan de correlatie

coëfficiënt tussen de subscores van de fijne motoriek voor de M-ABC (manuele

vaardigheid) en de PDMS II (0,48). Er zijn twee mogelijke verklaringen voor deze

resultaten. Ten eerste de subtest manuele vaardigheid van de M-ABC bestaat slechts uit

3 items, deze subtest bedekt dus bijgevolg niet volledig de fijne motorische construct.

Ten tweede zijn de items in de subtest manuele vaardigheid meer afhankelijk van de tijd

dan de items in de PDMS II ( Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman,

2007). Van Hartingsveldt, Cup & Oostendorp (2005) hebben ook de convergent validiteit

onderzocht van de standaard score voor fijne motoriek van de PDMS II en de cluster

score van de manuele vaardigheid van de M-ABC bij 18 kinderen tussen 4 en 5 jaar met

en zonder fijne motorische problemen. Er werd een correlatie van 0, 69 gevonden.

De correlatie tussen de M-ABC manuele vaardigheid en de PDMS II grove motoriek

quotiënt was lichtjes hoger dan de correlatie met de PDMS II fijne motoriek subscores

(0,51 versus 0,48). De correlatie tussen de M-ABC subscore manuele vaardigheid en de

som van de grove motorische subscores van de M-ABC was hoger dan de correlatie

tussen de fijne en grove motorische quotiënten van de PDMS II ( Van Waelvelde,

Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007).

De fijn motorische quotiënt van de PDMS II lijkt een ander concept te meten wanneer dit

vergeleken wordt met de grove motorische scores van de PDMS II en de M-ABC (Van

Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007).

36

9. Bespreking vragenlijsten

Hieronder volgt een overzicht van de vragenlijsten die bruikbaar zijn om milde

motorische stoornissen op te sporen bij kleuters:

9.1. Checklist Movement Assessment Battery for Children I (Checklist M-ABC I)

In 1992 werd de M-ABC door Henderson en Sugden uitgebreid met een vragenlijst.

De vragenlijst van de M-ABC werd ontworpen voor het screenen van kinderen met

bewegingsmoeilijkheden (problemen) in een schoolsituatie (Henderson & Sugden, 1992).

Bij deze vragenlijst worden de prestaties van kinderen beoordeeld door leerkrachten en

dit aan de hand van 48 items. Deze items hebben betrekking op motorische activiteiten

(balvaardigheid, statisch en dynamisch evenwicht, objectmanipulatie, het vermogen om

objecten/personen te vermijden, kennis van het lichaamsschema, zelfzorgvaardigheden)

die voorkomen in het alledaagse (school) leven bij kinderen met een leeftijd tussen de 4

en 12 jaar. De items worden onderverdeeld in 4 groepen (12 items per groep).

De moeilijkheidsgraad van de activiteiten neemt toe met de groepen (Henderson &

Sugden, 1992):

Groep 1: Activiteiten waarbij het kind en de omgeving zich niet bewegen

Groep 2: Activiteiten waarbij het kind zich beweegt en omgeving stabiel blijft

Groep 3: Activiteiten waarbij het kind zich niet beweegt, maar waarbij de

omgeving verandert

Groep 4: Activiteiten waarbij het kind zich beweegt en de omgeving verandert

Een toename in de taakcomplexiteit werd weerspiegeld in een toename in scores van

groep 1 tot groep 4 en dit bij alle leeftijdsgroepen, behalve bij de 6-jarigen die ongeveer

dezelfde scores verwierven voor groep 3 en groep 4 (Henderson & Sugden, 1992).

De items in de 4 groepen worden gescoord aan de hand van een ordinale schaal

variërend van 0 tot 3. De scores van alle items moeten opgeteld worden om de totale

score te verkrijgen. De kinderen kunnen volgens onderstaande normen onderverdeeld

worden in (Henderson & Sugden, 1992):

Een groep die normaal presteert (totale scores > 15de percentiel)

Een groep die zich qua prestatie op de grens bevindt ( totale scores tussen het 6de

en 15de percentiel)

37

Een groep met afwijkende motorische prestaties (totale scores ≤ het 5de

percentiel)

Validiteit en betrouwbaarheid van de Movement Assessment Battery for Children

Checklist I

De vragenlijst bezit een adequate test-hertest betrouwbaarheid (r = 0,89) (Henderson &

Sugden, 1992).

De sensitiviteit, de specificiteit en de positieve voorspellende waarde van de vragenlijst

werden onderzocht door de prestaties van de kinderen op zowel de motorische test als

op de vragenlijst van de M-ABC met elkaar te vergelijken.

De sensitiviteit verwijst naar het percentage van kinderen met problemen volgens de M-

ABC test die door de vragenlijst gedetecteerd worden. Volgens de normen van de

American Psychological Association is ongeveer 80% aangewezen (APA, 1985). De

vragenlijst voldeed aan de norm qua sensitiviteit in alle leeftijdsgroepen (6 tot 11-

jarigen), behalve bij de 8-jarigen waar te veel kinderen met motorische problemen niet

gedetecteerd werden. Specificiteit is het percentage van kinderen zonder problemen die

door de vragenlijst correct geïdentificeerd worden (90% is aangewezen). Met

uitzondering van de 6-jarigen, was de specificiteit zwak.

De positieve voorspellende waarde is het percentage van de kinderen die falen volgens

de vragenlijst en die echte problemen hebben op de M-ABC test ( 70% is aangewezen).

De positieve voorspellende waarde was aanvaardbaar, behalve bij de 7-jarigen (te veel

kinderen worden hier namelijk positief gescreend) (Schoemaker, Smits-Engelsman &

Jongmans, 2003).

Alle correlaties tussen de groepen en de totale scores van de vragenlijst en de M-ABC

test scores bereikten statistische significantie.

De overeenkomst tussen de motorische test en de vragenlijst van de M-ABC varieërde

tussen de 63 en de 88%, behalve bij de 7-jarigen waar de overeenkomst 35% bedroeg.

De vragenlijst bleek aan de normen voor betrouwbaarheid en de meeste aspecten van

validiteit te voldoen. Het gebruik van deze vragenlijst door leerkrachten kan dus

aangeraden worden voor het screenen van kinderen met bewegingsmoeilijkheden

(problemen). Voor een goede identificatie van kinderen met DCD is het niet voldoende

om kinderen te screenen met deze vragenlijst, de motorische test van de M-ABC zou ook

gebruikt moeten worden om de diagnose te bevestigen (Schoemaker, Smits-Engelsman

& Jongmans, 2003).

38

Volgens Henderson en Sugden (1992) zal de vragenlijst in het algemeen meer kinderen

met motorische problemen opsporen dan de M-ABC test, omdat de vragenlijst een

bredere waaier van motorische vaardigheden evalueert (Henderson & Sugden, 1992).

Uit twee Canadese studies bleek dat de correlatiecoëfficiënten tussen de vragenlijst van

de M-ABC en de M-ABC test (0,51) ( Junaid, Harris, Fulmer & Carswell, 2000) en tussen

de vragenlijst voor de ouders (DCDQ) en de M-ABC test vergelijkbaar zijn (0,51 en 0,59)

(Wilson, Kaplan, Crawford, Campbell & Dewey, 2000).

9.2. Checklist Movement Assesment Battery for Children II (Checklist M-ABC II)

De movement ABC-II checklist is ontwikkeld om vaardigheden van een kind, die in

dagelijkse situaties te observeren zijn, in kaart te brengen. Zo kunnen op een

gestandaardiseerde manier de mogelijke bewegingsproblemen van een kind vastgesteld

worden. De checklist is ontwikkeld voor het gebruik bij kinderen op basisschoolleeftijd (5

tot 12 jaar). Voor de Nederlandse/Vlaamse uitgave is het van belang er rekening mee te

houden dat de gegevens van 12-jarige kinderen alleen in het basis/lager onderwijs

verzameld zijn en niet in het middelbaar onderwijs. Daarom zijn de waarden van de 11

en 12-jarigen samengevoegd (Smits-Engelsman, 2010).

De eerste Nederlandse vertaling is uitgekomen in 1998 maar nadien zijn nog enkele

aanpassingen in de formuleringen gemaakt naar aanleiding van een try-out onderzoek,

zodat de vragen zowel in Nederland als in Vlaanderen een vergelijkbare strekking

hebben. Sommige woorden hebben in beide taalgebieden een andere betekenis en zijn

vervangen door begrippen die niet tot verwarring kunnen leiden. In twee jaar tijd werd in

Nederland en Vlaanderen de herziene versie afgenomen bij grote groepen kinderen en zo

konden normen samengesteld worden voor de Nederlands/Vlaamse populatie. Er is dus

voor deze Nederlandstalige uitgave van de Checklist een volledig nieuwe normering

uitgevoerd en er is naast de normering voor leerkrachten ook een normering gemaakt

gebaseerd op een Nederlandse populatie ( Smits-Engelsman, 2010).

De checklist M-ABC II bestaat uit 3 delen (Henderson & Sugden, 2007):

● Deel A: Bewegen in een statische omgeving

● Deel B: Bewegen in een dynamische omgeving

● Deel C: Gedragsproblemen gerelateerd aan motorische problemen.

Deel A wordt vervolgens onderverdeeld in zelfverzorging, schoolse vaardigheden, sport –

en spelvaardigheden. Deel B wordt onderverdeeld in zelfverzorging, schoolse

39

vaardigheden, balvaardigheden en sport – en spelvaardigheden. Deel A en B zijn dus

gericht op de motorische competentie van het kind, terwijl deel C gericht is op

eigenschappen/ kenmerken van het kind die een invloed kunnen hebben op de motoriek.

Bij deel A en B kan de beoordelaar per item telkens een score 0 (heel goed uitvoerbaar),

een score 1 (net uitvoerbaar), een score 2 (net niet uitvoerbaar) of een score 3 (nog lang

niet uitvoerbaar) toekennen. De scores geven dus weer hoe een kind de bewegingstaken

uitvoert. Wanneer er over een bepaald item geen informatie verkregen kan worden of

bekend is, wordt er een ‘N’ (= niet gezien) ingevuld.

Na deel A en B wordt door middel van een globale score naar de invloed van motorische

problemen op leervaardigheid, zelfvertrouwen en/of sociale ontwikkeling gevraagd

(Henderson & Sugden, 2007).

Bij deel C moet de beoordelaar kijken naar de frequentie waarmee een kind een

specifieke eigenschap / karakteristiek vertoont tijdens het uitvoeren van een

bewegingstaak. De beoordelaar kan hiervoor per item een score 0 (zelden), een score 1

(soms) of een score 2 (vaak) toekennen. Deel C geeft dus een algemeen oordeel over de

invloed van eigenschappen van een kind op zijn/haar bewegingsvaardigheid (Henderson

& Sugden, 2007).

Indien een leerkracht de Checklist invult, moet deze minstens gedurende een maand

regelmatig contact met het kind hebben gehad. Sommige leerkrachten kennen het kind

zo goed dat zij in een paar minuten de hele vragenlijst kunnen invullen. Anderen moeten

misschien het kind observeren tijdens het spelen op het schoolplein, activiteiten in de

klas of het gymlokaal om een goed beeld te krijgen van de sterke en zwakke kanten van

het kind (Smits-Engelsman, 2010).

Ouders/verzorgers hebben een positie die ideaal is om informatie te verschaffen over de

motorische mogelijkheden van het kind. Het is zelfs zo dat zij in meer verschillende

situaties het kind kunnen observeren dan de leerkracht. Het invullen van de lijst bedraagt

bij hen ook meestal een paar minuten. Toch zijn er ook ouders die wat meer tijd zullen

nodig hebben om de Checklist in te vullen wanneer zij bepaalde activiteiten van hun kind

eerst nog wat moeten gadeslaan (Smits-Engelsman, 2010).

De therapeut zal meer tijd nodig hebben dan een paar minuten om de Checklist te

kunnen invullen. De therapeut zal arriveren tijdens de ochtend- of lunchpauze, waardoor

het mogelijk is het kind te zien eten. Observaties tijdens de pauze, een handenarbeid-

en/of gymles leveren veel informatie op ( Smits-Engelsman, 2010).

40

Validiteit en betrouwbaarheid van de Movement Assessment Battery for Children

Checklist II

Voor wat betreft de validiteit van de M-ABC II vragenlijst, is bewezen dat de scores op

deel A en deel B in voldoende mate samenhangen om de berekening van een totale

motorische score te rechtvaardigen.

Voor zowel deel A , deel B als de totaalscore zijn de verschillen tussen de

leeftijdsgroepen significant en lijkt de Checklist dus de ontwikkeling te meten.

Voor wat betreft de interne consistentie werd bij een deel van de kinderen aan de

leerkracht gevraagd om de vragenlijst in te vullen en bij een ander deel aan de ouders.

De interne consistentie tussen beide groepen ondervraagden bleek goed (Cronbach’s

Alpha 0,92 voor leerkrachten en 0,88 voor ouders).

Tot nu toe zijn er nog geen test-retest gegevens van de nieuwe M-ABC II Checklist

verzameld. De inhoud van de eerste en de vernieuwde versie van de Checklist vertoont

echter voldoende overlap om aan te nemen dat de gegevens die zijn verzameld over de

test-hertest betrouwbaarheid van de eerst versie, ook hier van belang zijn (Smits-

Engelsman, 2010). De test-hertest betrouwbaarheid van de M-ABC Checklist werd in

verschillende studies goed bevonden (Sugden & Sugden 1991, Wright et al. 1994,

Kourtessis et al. 2003, Smits-Engelsman, 2010). Ouders en leerkrachten blijken met de

M-ABC II Checklist wel degelijk een onderscheid te kunnen maken tussen kinderen met

en zonder motorische problemen (Smits-Engelsman, 2010).

Voor wat betreft de betrouwbaarheid en validiteit van de Checklist M-ABC II werden

verder nog geen onafhankelijke studies uitgevoerd.

9.3. ChAS-T en ChAS-P

The Children Activity Scales – for Parents and Teachers werden ontworpen om kinderen

tussen 4 en 8 jaar met DCD te identificeren. De ChAS-P en ChAS-T zijn praktisch en

gemakkelijk te gebruiken. Ze verschaffen informatie over de fysieke mogelijkheden van

kinderen in hun natuurlijke omgeving via ouders en leerkrachten (Rosenblum, 2006).

De vragenlijsten werden ontwikkeld in het Hebreeuws en werden later vertaald in het

Engels.

41

De constructie begon met de selectie van geschikte items voor de vragenlijst, dewelke

gebaseerd waren op (Rosenblum, 2006):

● De definitie van DCD volgens de DSM-IV

De bestaande DCD vragenlijsten (M-ABC, Henderson & Sugden 1992, DCD-

Q, Wilson et al., 2000)

De bestaande literatuur over DCD

Gestructureerde interviews met ouders over het alledaags functioneren van

hun kinderen met DCD

Van deze bronnen selecteerde Van Rosenblum (de ontwerper van deze testen) 30 items,

die de voornaamste moeilijkheidsgebieden omvatten die kinderen met DCD ondervinden.

De items van de vragenlijst voor ouders en leerkrachten zijn gelijkaardig en gebruiken

duidelijke en verstaanbare terminologie. Voor elk item wordt aan de ouders en

leerkrachten gevraagd om de activiteiten van hun kind te vergelijken met

leeftijdsgenootjes. Deze items worden dan gescoord via de 5 puntenschaal van Likert,

gaande van ‘heel goed’ (5) tot ‘minder adequaat’. Wanneer een bepaald item niet van

toepassing is, kan de persoon die de lijst invult, de optie ‘niet relevant’ aanduiden. Hoe

hoger een kind wordt gescoord, hoe beter de uitvoering (Rosenblum, 2006).

Door de ontwikkeling van testen voor preschoolse en jonge kinderen, is men in staat om

een vroege diagnose te stellen wat secundaire problemen kan tegengaan (Rosenblum,

2006).

Deze vragenlijsten bestaan niet alleen uit grof- en fijn motorische vaardigheden, maar ze

houden ook rekening met de organisatie in de ruimte en de tijd die de kinderen

spenderen aan (Rosenblum, 2006):

- ADL-activiteiten

- Zelfzorg

- Balvaardigheden

- Spelletjes

- Preschoolse en schoolse activiteiten

Het invullen van deze vragenlijsten duurt maar enkele minuten.

42

Validiteit en betrouwbaarheid van de ChAS-T en ChAS-P

De bepaling van de interne consistentie van de ChAS-T en ChAS-P werd via twee

verschillende analytische benaderingen gemaakt. Voorafgaand werd het acceptabel

niveau van de Chronbach’s alpha berekend. Deze grens bedroeg 0.70. Nadien werd de

interne consistentie nagegaan door de correlatie tussen de totale vragenlijsten scores en

de test scores van de individuele items te bepalen. De alpha coefficient van de ChAS-T

bedroeg 0.96 en van de ChAS-P 0.94. Deze waarden lagen ver boven de aanvaardbare

grens. Ook werd een significante correlatie gevonden tussen de individuele items van de

ChAS-T en de totale vragenlijst score en de individuele items van de ChAS-P en de totale

vragenlijst score (Rosenblum, 2006).

Zowel de ChAS-T als de ChAS-P discrimineren (construct validiteit) beiden tussen

kinderen met of zonder DCD. Er werd wel geen significante correlatie gevonden tussen

de totale scores en de leeftijd van de kinderen (Rosenblum, 2006).

Een significante correlatie werd gevonden tussen de totale scores van de M-ABC en de

totale scores van zowel de ChAS-T (r=0.51, p<0.0001) als de ChAS-P (r=0.75,

p<0.0001). 67% van de kinderen met DCD volgens de M-ABC werden ook door de ChAS-

T geclassificeerd als kinderen met DCD. Bij de ChAS-P was dit maar 50%. Daarentegen

werd 93% van de kinderen die volgens de M-ABC geen DCD hadden correct

geclassificeerd als niet DCD hebbende volgens de ChAS-T. Bij de ChAS-P was dit 90%.

Om de graad van gelijkenis tussen de percepties van ouders en leerkrachten na te gaan,

werd de correlatie tussen de uiteindelijke gemiddelde scores van de ChAS-T en de ChAS-

P bepaald. Hierbij werd een significante correlatie van 0.59 r gevonden (Rosenblum,

2006).

Deze vragenlijst zou enkel valide zijn voor het detecteren van kinderen met DCD tussen

de 5 en de 6.5 jaar. Er is dan ook verder onderzoek nodig naar de validiteit en

betrouwbaarheid van deze vragenlijst voor de volledige leeftijdscategorie (Schoemaker,

Flapper, Reinders-Messelink & De Kloet, 2008).

9.4. Vragenlijst voor de Motorische Vaardigheden van Kleuters (VMVK)

De vragenlijst voor de motorische vaardigheden van kleuters werd ontworpen door Wim

Peersman en Hilde Van Waelvelde. De laatste versie van deze handleiding dateert van

2007. De VMVK wordt gebruikt om kinderen met problemen in motorische vaardigheden

43

van het dagelijks functioneren op te sporen. Deze vragenlijst kan gebruikt worden bij

kinderen van 3 jaar tot 6 jaar. Aan de leerkrachten wordt gevraagd om de kinderen met

dit instrument te evalueren. Achtentwintig items die betrekking hebben op activiteiten

van het dagelijks leven moeten geïnterpreteerd worden. Deze items zijn ontwikkeld op

basis van bestaande vragenlijsten (M-ABC checklist (Henderson & Sugden), DCD-

Questionnaire (Wilson) en de Early Years Movement Skills Checklist (Chambers &

Sugden)) en op basis van een kwalitatieve bevraging van 8 klinische deskundigen

(Menten, 2004). Het invullen van de vragenlijst kan gebeuren in 5 minuten

(http://www.revaki.ugent.be/files/research/Handleiding_VMVK.pdf).

Voor wat betreft het scoresysteem is er voor elk item keuze tussen 4

scoremogelijkheden. De totale score is de som van de scores op alle items. Als het kind

hoog scoort, wil dat zeggen dat het kind veel problemen heeft met het uitvoeren van

motorische activiteiten. Hoe hoger de score van het kind is, hoe meer problemen het dus

ondervindt. Wanneer één of meerdere items niet zijn ingevuld wordt de gemiddelde

scores op de andere items toegekend. Minimum 24 van de 28 items moeten zijn ingevuld

(http://www.revaki.ugent.be/files/research/Handleiding_VMVK.pdf).

De scores kunnen worden geïnterpreteerd via leeftijdsspecifieke normscores. Scoort een

kind hoger dan zijn leeftijdsspecifieke normscore dan heeft het kind meer moeite met het

uitvoeren van dagelijkse vaardigheden in vergelijking met een doorsnee kind van

dezelfde leeftijd. Is de score van het kind beduidend hoger, dan kunnen we stellen dat

het kind een achterstand heeft in zijn/haar motorische ontwikkeling.

Het interpreteren van de scores kan ook gebeuren door de motorische leeftijd van de

kinderen na te gaan. De behaalde score wordt dan opgezocht in een tabel en de

bijpassende leeftijd wordt aangegeven (http://www.revaki.ugent.be/files/research/

Handleiding_VMVK.pdf).

Validiteit en betrouwbaarheid van de Vragenlijst voor Motorische Vaardigheden van

Kleuters

De Cronbachs alpha (interne consistentie) bedraagt 0.97, wat inhoudt dat alle vragen

met heel hoge betrouwbaarheid hetzelfde construct meten.

De test-restest betrouwbaarheid is ook hoog (ICC=0.94). De inter-rater betrouwbaarheid

is goed (ICC=0.80), uitgezonderd bij de 5-jarigen (http://www.revaki.ugent.be/files/

Research/Handleiding_VMVK.pdf).

44

De concurrent validiteit van de VMVK met de M-ABC I is laag. De concurrent validiteit

van de VMVK met de M-ABC II is hoog bij de 3- en 4-jarigen en laag bij de 5-jarige

kinderen (http://www.revaki.ugent.be/files/Research/Handleiding_VMVK.pdf).

Voor wat betreft de discriminerende validiteit scoren de kinderen met DCD duidelijk

minder op de vragenlijst dan kinderen zonder DCD (http://www.revaki.ugent.be/files/

Research/Handleiding_VMVK.pdf).

9.5. Coördinatievragenlijst Voor Ouders (CVO) (vertaling van DCD-Questionanaire van

B.N. Wilson, december 2007)

Deze vragenlijst moet ingevuld worden door de ouders van het kind en het invullen ervan

kost hen 10 tot 15 minuten. Deze vragenlijst kan gebruikt worden bij kinderen met een

leeftijd van 5 tot 15 jaar. De ouders moeten alle vragen invullen, want alleen dan kan de

totale score voor de vragenlijst berekend worden. Indien er antwoorden ontbreken is het

onmogelijk om te berekenen of er sprake is van een Developmental Coordination

Disorder. Er mag slechts 1 antwoord per vraag worden aangekruist. Indien de ouders een

bepaalde vraag zelf niet kunnen beantwoorden, dan mogen zij deze voorleggen aan

iemand anders bijvoorbeeld de leerkracht van hun kind. Bij de meeste vaardigheden of

activiteiten waar men in deze vragenlijst naar vraagt, gebruikt het kind zijn/haar handen

(een bal gooien/opvangen, tekenen, schrijven,...) of zal het kind andere bewegingen

uitvoeren (lopen, springen,...). Bij het beantwoorden van de vragen, m.a.w. bij het

scoren moeten de ouders de vaardigheid van hun kind vergelijken met deze van

leeftijdsgenootjes. Deze vragenlijst bevat 15 items. De eerste 6 items geven informatie

over de controle tijdens bewegen, items 7 tot en met 10 gaan na hoe het met de fijne

motoriek van de kinderen gesteld is en de items 11 tot en met 15 gaan de algemene

coördinatie na. De ouders kunnen voor het beantwoorden van de vragen kiezen uit de

volgende 5 antwoorden:

De omschrijving klopt helemaal niet voor mijn kind (1 punt)

De omschrijving klopt een beetje voor mijn kind (2 punten)

De omschrijving klopt matig voor mijn kind (3 punten)

De omschrijving klopt redelijk goed voor mijn kind (4 punten)

De omschrijving klopt helemaal voor mijn kind (5 punten)

De totale score is de som van de scores op alle items. Hoe hoger de score van het kind

is, hoe minder problemen het ondervindt of hoe kleiner de kans op DCD is.

45

Het scoresysteem is echter wel leeftijdsafhankelijk (Schoemaker, Reinders-Messelink &

De Kloet; mei 2008):

Kinderen van 5 tot en met 7 jaar en 11 maanden

0-46 punten → indicatie voor DCD of verdenking van DCD

47-75 punten → waarschijnlijk geen DCD

Kinderen van 8 tot en met 9 jaar en 11 maanden

0-55 punten → indicatie voor DCD of verdenking van DCD

56-75 punten → waarschijnlijk geen DCD

Kinderen van 10 tot 15 jaar

0 -57 punten → indicatie voor DCD of verdenking van DCD

58 -75 punten → waarschijnlijk geen DCD

9.6. Little Developmental Coordination Disorder Questionnaire

Deze vragenlijst werd in 2009 vertaald in het Nederlands door Schoemaker.

Bij het beantwoorden van de vragen moeten de ouders de vaardigheid van hun kind

vergelijken met deze van leeftijdsgenootjes. Deze vragenlijst bestaat uit 15 items. De

eerste 5 items geven informatie over de controle tijdens bewegen, items 6 tot en met 11

gaan de fijne motoriek na en items 12 tot en met 15 beoordelen de algemene

coördinatie.

Aan de ouders van het kind wordt gevraagd om achter elke bewering een kruisje, in de

kolom onder de beschrijving die het functioneren van hun kind het beste weergeeft, te

plaatsen. De ouders kunnen voor het beantwoorden van de vragen kiezen uit de

volgende 5 antwoorden:

De omschrijving klopt helemaal niet voor mijn kind (1 punt)

De omschrijving klopt een beetje voor mijn kind (2 punten)

De omschrijving klopt matig voor mijn kind (3 punten)

De omschrijving klopt redelijk goed voor mijn kind (4 punten)

De omschrijving klopt helemaal voor mijn kind (5 punten)

De totale score is de som van de scores op alle items. Hoe hoger de score van het kind

is, hoe minder problemen het ondervindt of hoe kleiner de kans op DCD is (Schoemaker,

2009).

46

10. Conclusie literatuurstudie

Valide en betrouwbare motorische testen zijn essentiële hulpmiddelen voor clinici,

therapeuten en taakleerkrachten in het identificeren van kinderen met motorische

stoornissen, het evalueren van de motorische ontwikkeling en het vaststellen van de

doeltreffendheid van interventies (Tieman, Palisano & Sutlive, 2005; Van Waelvelde, De

Weerdt, De Cock & Smits-Engelsman, 2004; Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-

Engelsman, 2007).

Geen van de bestaande testen over motorisch functioneren bedekt echter de hele waaier

van motorische vaardigheden (Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits-Engelsman,

2001). Zo evalueert de GDBT bijvoorbeeld enkel evenwicht en de Beery-Buktenica

Developmental Test of Visual Motor Integration enkel de visueel perceptueel motorische

vaardigheden. Daarentegen beoordeelt de M-ABC II verschillende aspecten van de

motoriek (manipulatieve, bal- en evenwichtsvaardigheden) maar hij bevat per aspect wel

een beperkt aantal items. De PDMS II meet ook veel motorische aspecten (evenwicht,

beweging, voorwerpmanipulatie, grijpen en visuele motorische integratie) maar bevat in

totaal ook veel items. De BOT II evalueert net zoals de M-ABC II en de PDMS II zowel de

grove- als fijne motoriek. Hij bestaat uit meer items dan de M-ABC II maar uit minder

items dan de PDMS II. De BSID II bevat naast een motorische schaal en een

gedragsobservatieschaal ook een mentale schaal. Deze laatste vindt men niet terug bij

alle bovenvermelde testen.

Alhoewel sommige (sub)testen ongeveer dezelfde namen dragen, beoordelen ze toch niet

hetzelfde concept. Zo wordt bij de subtest VMI van de Beery-Buktenica Developmental

Test of Visual Motor Integration enkel verwacht dat het kind geometrische figuren kan

natekenen terwijl bij de subtest Visual Motor van de PDMS II het kind ook moet kunnen

knippen, bouwen, vouwen,… De subtest Stationary van de PDMS II bevat dan weer

allemaal items die statisch worden uitgevoerd maar niet allemaal de controle op het

evenwicht evalueren terwijl de GDBT wel specifiek de ontwikkeling van het kind zijn

evenwichtsvaardigheden nagaat.

De verschillende motorische testen omvatten echter niet alle leeftijdscategorieën. De

PDMS II kan afgenomen worden bij kinderen van 0 jaar tot 6 jaar, de BSID II bij

kinderen van 1 maand tot 42 maand, de GDBT bij kinderen van 18 maand tot 6 jaar 0

maand, de Beery-Buktenica Developmental Test of Visual Motor Integration bij individuen

van 2 jaar tot 100 jaar, de M-ABC II bij kinderen van 3 jaar tot 16 jaar 11 maand en de

BOT II bij individuen van 4 jaar 0 maand tot 21 jaar 11 maand.

47

Voor wat betreft de normering zijn de bestaande motorische testen nog niet allemaal

genormeerd voor de Belgische bevolking.

De tijd die nodig is om de motorische testen af te nemen, verschilt ook van test tot test.

Deze varieert namelijk tussen 10 en 60 minuten.

Het uitvoeren van een motorische test is dikwijls te tijdrovend en dus te duur voor het

screenen van kinderen in scholen. Alhoewel vragenlijsten minder objectief zijn dan een

gestandaardiseerde motorische test kunnen ze toch relatief snel een indruk verschaffen

over het motorische competentieniveau van een kind (Henderson & Sugden, 1992).

Veel van de bestaande vragenlijsten zijn wel nog niet genormeerd voor de Belgische

bevolking en omvatten ook niet alle leeftijdscategorieën voor kleuters.

11. Methode

11.1. Proefpersonen

Inclusiecriteria

● 30 kleuters tussen 3 en 5 jaar oud

● Nederlandstalig

Exclusiecriteria

● Kinderen met een gekende medische conditie of verlaagde intelligentie die de

motorische ontwikkeling ernstig beïnvloedt (navragen bij leerkracht)

11.2. Manier van recrutering kleuters en scholen

● 2 zwakste kleuters uit de klas: aan de leerkrachten zal gevraagd worden wie volgens

hen de 2 kleuters zijn uit hun klas die het zwakst presteren op motorische vaardigheden

● kleuters uit kleuterscholen in Oost-vlaanderen

● kleuters met toestemming van ouders voor testing

● kleuters met toestemming van directie school

● kleuters met toestemming van leerkrachten klas

● kleuterscholen in bezit van apart lokaal voor testing

48

11.3. Meetinstrumenten en vragenlijsten

Aan de hand van onze literatuurstudie hebben we een overzicht gekregen van de

bestaande motorische testen en vragenlijsten die gebruikt kunnen worden voor de

identificatie van milde motorische stoornissen bij kleuters van 3 tot 5 jaar.

Waarom we juist onderstaande motorische testen en vragenlijsten in onze studie

opnemen, zal hieronder worden verduidelijkt.

Niet alle motorische testen zijn geschikt voor de identificatie van milde motorische

stoornissen bij kleuters van 3 tot 5 jaar. De BOT II kan namelijk niet gebruikt worden bij

kinderen van 3 jaar en de BSID II kan slechts gebruikt worden tot de leeftijd van 3.5

jaar. Om deze reden zullen beide testen niet gehanteerd worden.

Uit een artikel van Huyberechts (1982) is gebleken dat visueel perceptueel motorische

vaardigheden een invloed kunnen hebben op motorische activiteiten. Om na te gaan of

dit daadwerkelijk zo is, zullen we de Beery-Buktenica Developmental Test of Visual Motor

Integration afnemen. Deze test wordt namelijk aanzien als één van de meest valide en

betrouwbare instrumenten voor het beoordelen van de visuele motorische integratie en is

stabiel over tijd en plaats. Omdat kinderen met motorische problemen ook vaak te

kampen krijgen met evenwichtsstoornissen, zullen we ook de GDBT afnemen. De GDBT

verkiezen we boven de subtest Stationary van de PDMS II en de subtest Balance van de

M-ABC II omdat deze meer complete ontwikkelingsreeksen van taken aanbiedt , dewelke

specifiek de ontwikkeling van het kind zijn evenwichtsvaardigheden weerspiegelen.

Tevens is de GDBT genormeerd voor Vlaamse kinderen. Daar kinderen met motorische

stoornissen problemen kunnen ondervinden met zowel grove- als fijne motorische

activiteiten, gaan we ook de M-ABC II en de PDMS II gebruiken. Deze evalueren namelijk

beide de grove- en fijne motorische vaardigheden.

Voor wat betreft de vragenlijsten die milde motorische stoornissen bij kleuters nagaan,

bestaan er slecht 2 Nederlandstalige voor onze leeftijdscategorie. Deze zijn de VMVK en

de Little DCD-Q. We zullen ze beiden in onze studie opnemen.

11.4. Doelstelling en onderzoeksvragen

Onderzoek van de concurrent validiteit van 4 motorische (sub)testen en 2 motorische

vragenlijsten voor de vroege identificatie van kleuters (3 tot 5 jaar) met zwakke

perceptueel-motorische vaardigheden. Dit houdt in dat we gaan onderzoeken in hoeverre

de resultaten van een bepaalde motorische (sub)test of vragenlijst verband houden

49

(correleren) met gelijktijdig beschikbare resultaten van een andere motorische (sub)test

of vragenlijst. We zullen ook nagaan of deze (sub)testen en vragenlijsten dezelfde

kleuters als motorisch afwijkend identificeren en welke test het best gebruikt wordt voor

de evaluatie van de verschillende motorische aspecten.

11.5 Procedure

We zullen een protocol opmaken betreffende deze studie en vervolgens toestemming

vragen aan de Ethische Commissie om deze studie te mogen uitvoeren. Van zodra we de

goedkeuring hebben van de Ethische Commissie, zullen we de toestemming van de

directie van verschillende reguliere scholen vragen. Vervolgens gaan we aan de

leerkrachten van de kleuterklassen (15) vragen om volgens hen de 2 zwakste kleuters uit

hun klas aan te duiden. Deze kleuters gaan we een brief meegeven naar huis waarin we

uitleg verschaffen over onze studie en waarin we tevens de toestemming van de ouders

vragen opdat hun kind zou kunnen deelnemen.

Aan de leerkrachten van de kleuters die toestemming hebben gekregen om deel te

nemen, gaan we vragen om de Vragenlijst voor Motorische Vaardigheden bij Kleuters in

te vullen.

Aan de ouders van deze kleuters zal gevraagd worden om de vertaling van de Little

Developmental Coordination Disorder Questionnaire in te vullen.

Vooraleer we de motorische testen gaan afnemen, zullen we met de leerkrachten en

ouders bekijken op welke tijdstippen we de kinderen kunnen testen. Wij zullen de

kinderen individueel en in een apart lokaal testen. Op die manier kunnen de kinderen niet

afgeleid worden.

11.6. Data-analyse

We zullen nagaan of de volgende motorische (sub)testen met elkaar correleren en

dezelfde kinderen als motorisch afwijkend identificeren:

- PDMS II met M-ABC II

- PDMS II met subtest VMI van de Beery VMI

- PDMS II met subtest Motor Coordination van de Beery VMI

- PDMS II met subtest Visual Perception van de Beery VMI

50

- M-ABC II met de subtest VMI van de Beery VMI

- M-ABC II met de subtest Motor Coordination van de Beery VMI

- M-ABC II met de subtest Visual Perception van de Beery VMI

Voor wat betreft de fijne motoriek zullen we nagaan of volgende subtesten met elkaar

correleren en dezelfde kinderen als motorisch afwijkend beschouwen:

- subtest Motor Coordination van de Beery VMI met de subtest Manual Dexterity

van de M-ABC II

- subtest Motor Coordination van de Beery VMI met de Fijne Motoriek van de PDMS

II

- subtest Manual Dexterity van de M-ABC II met de Fijne Motoriek van de PDMS II

Voor wat betreft evenwicht zullen we nagaan of volgende (sub)testen met elkaar

correleren en dezelfde kinderen als motorisch afwijkend beschouwen:

- subtest Stationary van de PDMS II met de GDBT

- GDBT met de subtest Balance van de M-ABC II

Voor wat betreft de visueel perceptueel motorische integratie zullen we nagaan of

volgende subtesten met elkaar correleren en dezelfde kinderen als motorisch afwijkend

identificeren:

- subtest VMI van de Beery VMI met de subtest Visual Motor van de PDMS II

We zullen ook nagaan of de volgende motorische testen en vragenlijsten met elkaar

correleren:

- M-ABC II met de Little DCD-Q

- M-ABC II met de VMVK

- PDMS II met de Little DCD-Q

- PDMS II met de VMVK

Tevens zullen we nagaan of de volgende motorische vragenlijsten met elkaar correleren:

- Little DCD-Q met de VMVK

Van elk kind werden de totale ruwe scores van de GDBT, de ruwe scores van de subtest

Stationary van de PDMS II, de totale ruwe scores van de VMVK en de totale ruwe scores

van de Little DCD-Q berekend. Ook werden de standaardscores van de (sub)tests van de

PDMS II, de (sub)tests van de Beery-Buktenica Developmental Test of Visual Motor

51

Integration en de (sub)tests van de M-ABC II bepaald. De percentielscores werden zowel

van de testen als subtesten van de PDMS II, de M-ABC II, de Beery-Buktenica

Developmental Test of Visual Motor Integration en de GDBT bepaald. Deze scores werden

in Microsoft Excel ingevoerd en vervolgens verwerkt met SPSS 17.0. Vooraleer de

correlaties berekend werden, zijn we eerst nagegaan of we gebruik konden maken van

een niet-parametrische (Spearman) of een parametrische (Pearson) test. Een

parametrische test kan enkel gebruikt worden indien de data tot interval of rationiveau

behoren en ze normaal verdeeld zijn (Hicks, 1995; Anthony 1990). Door middel van de

One-Sample Kolmogorov-Smirnov Test zijn we de normaliteit van de data nagegaan.

Aangezien deze test minder betrouwbaar is bij kleine populaties hebben we voor alle data

ook histogrammen en box-plots bekeken (zie bijlage: grafieken) (Drezner, Zvi, Turel,

Ofir, Zerom & Dawit, 2008; Peng, 2004). Hieruit konden we concluderen dat onze data

niet normaal verdeeld zijn. Bijgevolg hebben we dus gebruik gemaakt van de Spearman

correlatiecoëfficiënt (rs). Deze correlatiecoëfficiënt werd berekend tussen de ruwe scores

of standaardscores van de (sub)testen en/of vragenlijsten. Hij drukt de graad en de

richting (positieve of negatieve correlatie) van de correlatie uit tussen 2 variabelen. We

spreken van een perfecte correlatie wanneer de coëfficiënt -1 of +1 bedraagt. Hoe

dichter deze zich bevindt bij 0, hoe zwakker de correlatie is (Hicks, 1995; Anthony 1999;

Almeida, Dutra, Reis de Mello, Reis & Martins, 2008). Domholdt en Munro gebruikten

volgende criteria met betrekking tot de graad van correlatie (Munro, 1997; Domholdt,

2000):

● 0 tot 0.25: weinig of geen correlatie

● 0.26 tot 0.49: lage correlatie

● 0.50 tot 0.69: matige correlatie

● 0.70 tot 0.89: hoge correlatie

● 0.90 tot 1.0: zeer hoge correlatie

Voor wat betreft de richting van de correlatie kan men spreken van een positieve of

negatieve correlatie. Een positieve correlatie betekent dat hoge scores op de ene

variabele geassocieerd zijn met hoge scores op de andere variabele en dat lage scores op

de ene variabele gelinkt zijn aan lage scores op de andere variabele. Een negatieve

correlatie houdt dan weer in dat hoge scores op de ene variabele geassocieerd zijn met

lage scores op de andere variabele (Hicks, 1995; Anthony 1999).

Ook werd nagegaan of de correlaties al dan niet significant waren. De standaard cutt-off

point vanaf wanneer de resultaten als significant worden beschouwd bedraagt 0.05 of

minder (Hicks, 1995; Venetsanou, Kambas, Aggeloussis, Serbezis & Taxildaris, 2007). Dit

52

betekent dat men slechts 5% of minder dan 5% kans heeft dat de resultaten (correlatie)

aan toeval te wijten zijn (Hicks, 1995).

Daarna zijn we via Kappa (k) nagegaan in welke mate de verschillende (sub)testen

overeenstemmen in het identificeren van kinderen als motorisch afwijkend. Hiervoor

hebben we zowel het 5de als het 15de percentiel gebruikt als cutt-off point (Henderson &

Sugden, 1992; Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits-Engelsman, 2001; Van

Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007). De kappa-waarde kan variëren

van -1 tot 1, waarbij 1 een perfecte overeenkomst, 0 geen overeenkomst en -1 een

verschil betekent. Landis en Koch gebruikten volgende criteria met betrekking tot de

graad van overeenkomst (Landis & Koch, 1977; Stolwijk et al., 1996, Viera & Garrett,

2005, Cunningham, 2009):

● < 0: slechte overeenkomst

● 0.01 tot 0.20: zwakke overeenkomst

● 0.21 tot 0.40: tamelijke overeenkomst

● 0.41 tot 0.60: matige overeenkomst

● 0.61 tot 0.80: aanzienlijke overeenkomst

● 0.81 tot 0.99: bijna perfecte overeenkomst

Ook werd nagegaan of de overeenkomsten al dan niet significant waren. De standaard

cutt-off point vanaf wanneer de resultaten als significant worden beschouwd, bedraagt

0.05 of minder (Hicks, 1995; Venetsanou, Kambas, Aggeloussis, Serbezis & Taxildaris,

2007).

12. Resultaten

12.1. Beschrijvende statistiek

Tabel leeftijdscategorie versus geslacht

3-jarigen 4-jarigen 5-jarigen Totaal

Meisje 5 4 5 14

Jongen 5 5 6 16

Totaal 10 9 11 30

53

Mediaan, minimum en maximum (sub)testen en vragenlijsten

PDMS II M-ABC II Beery VMI MC VMI VP VMI

MEDIAAN 47 8.5 100 97 101.5

MINIMUM 29 3 70 54 62

MAXIMUM 59 14 132 109 148

MC VMI FM PDMS II MD M-ABC II

MEDIAAN 97 21.5 8

MINIMUM 54 10 2

MAXIMUM 109 29 11

STAT PDMS II GDBT

MEDIAAN 53 64

MINIMUM 39 28

MAXIMUM 60 70

GDBT 3j BAL M-

ABC II 3j

GDBT 4j BAL M-

ABC II 4j

GDBT 5j BAL M-

ABC II 5j

MEDIAAN 37 28 64 32 69 32

MINIMUM 28 19 58 24 64 25

MAXIMUM 54 36 70 35 70 38

Beery VMI VM PDMS II

MEDIAAN 100 10.5

MINIMUM 70 6

MAXIMUM 132 14

M-ABC II 3j PDMS II 3j Little DCD-Q 3j VMVK 3j

MEDIAAN 8 44.5 67.5 60

MINIMUM 3 29 47 43

MAXIMUM 10 54 75 92

M-ABC II 4j PDMS II 4j Little DCD-Q 4j VMVK 4j

MEDIAAN 9 47 69 39

MINIMUM 5 43 32 28

MAXIMUM 11 54 75 79

M-ABC II 5j PDMS II 5j Little DCD-Q 5j VMVK 5j

MEDIAAN 9 53 73 35

MINIMUM 4 44 58 28

MAXIMUM 14 59 75 50

54

Little DCD-Q VMVK

MEDIAAN 71 43

MINIMUM 32 28

MAXIMUM 75 92

12.2. Correlaties (sub)testen en vragenlijsten

Tabel 1

PDMS II M-ABC II

PDMS II 1 0.64**

M-ABC II 0.64** 1

Beery VMI 0.38* 0.46*

VP VMI 0.34 0.39*

MC VMI 0.45* 0.51**

* Correlatie significant op het 0.05 niveau

** Correlatie significant op het 0.01 niveau

In tabel 1 kan men zien dat er voor de globale testbatterijen 2 matige significante (0.01

niveau) correlaties berekend werden. Deze bedroegen 0.64 (rs) en 0.51 (rs). Tevens

werden er ook 5 lage correlaties teruggevonden. Hiervan waren er 4 significant op het

0.05 niveau en 1 niet significant.

Tabel 2

FM PDMS II MD M-ABC II

FM PDMS II 1 0.46*

MD M-ABC II 0.46* 1

MC VMI 0.33 0.46*

* Correlatie significant op het 0.05 niveau

** Correlatie significant op het 0.01 niveau

Voor wat betreft de fijne motoriek werden tussen de subtesten enkel lage correlaties

teruggevonden. Van deze waren er 2 significant op het 0.05 niveau en 1 niet significant.

Tabel 3

GDBT

STAT PDMS II 0.90**

* Correlatie significant op het 0.05 niveau

** Correlatie significant op het 0.01 niveau

Voor wat betreft het evenwicht werd tussen deze test en subtest een zeer hoge

significante (0.01 niveau) correlatie gevonden.

55

Tabel 4

GDBT 3 jarigen GDBT 4 jarigen GDBT 5 jarigen

BAL M-ABC II 3 jarigen 0.30 / /

BAL M-ABC II 4 jarigen / 0.04 /

BAL M-ABC II 5 jarigen / / 0.37

* Correlatie significant op het 0.05 niveau

** Correlatie significant op het 0.01 niveau

Met betrekking tot het evenwicht werden tussen deze test en subtest 2 lage correlaties

en 1 zeer lage correlatie aangetroffen. Deze correlaties waren echter allemaal niet

significant.

Tabel 5

Beery VMI

VM PDMS II 0.48**

* Correlatie significant op het 0.05 niveau

** Correlatie significant op het 0.01 niveau

Voor wat betreft de visueel motorische integratie werd tussen beide subtesten een lage

correlatie waargenomen, die significant was op het 0.01 niveau.

Tabel 6

PDMS II 3 jarigen M-ABC II 3 jarigen

Little DCD-Q 3 jarigen 0.62 0.48

VMVK 3 jarigen -0.46 -0.54

* Correlatie significant op het 0.05 niveau

** Correlatie significant op het 0.01 niveau

Tussen bovenstaande testen en vragenlijsten werden 2 matige correlaties

teruggevonden. Deze bedroegen 0.62 (rs) en -0.54 (rs). Tevens werden hier ook 2 lage

correlaties aangetroffen. Van deze 4 correlaties was geen enkele significant.

Tabel 7

PDMS II 4 jarigen M-ABC II 4 jarigen

Little DCD-Q 4 jarigen 0.42 0.07

VMVK 4 jarigen -0.36 0.19

* Correlatie significant op het 0.05 niveau

** Correlatie significant op het 0.01 niveau

In tabel 7 kan men 2 lage en 2 zeer lage correlaties waarnemen. De lage correlaties

bedroegen 0.42 (rs) en -0.36 (rs) en de zeer lage 0.07 (rs) en 0.19 (rs). Deze 4

correlaties waren niet significant.

Tabel 8

PDMS II 5 jarigen M-ABC II 5 jarigen

Little DCD-Q 5 jarigen 0.70* 0.66*

VMVK 5 jarigen -0.36 0.00

* Correlatie significant op het 0.05 niveau

** Correlatie significant op het 0.01 niveau

56

In bovenstaande tabel kan men 1 hoge (0.70 rs), 1 matige (0.66 rs), 1 lage (-0.36 rs) en

1 zeer lage (0.0 rs) correlatie terugvinden. Enkel de hoge en de matige correlatie waren

significant, namelijk op het 0.05 niveau.

Tabel 9

VMVK

Little DCD-Q -0.40*

* Correlatie significant op het 0.05 niveau

** Correlatie significant op het 0.01 niveau

Er werd een lage significante (0.05 niveau) correlatie aangetroffen tussen beide

vragenlijsten.

12.3. Mate van overeenkomst voor de identificatie van kinderen met milde motorische

stoornissen via kappa (k)

Tabel 10a

Kappa volgens percentiel

15

PDMS II M-ABC II

PDMS II 1 0.53**

M-ABC II 0.53** 1

Beery VMI -0.07 0.21

* Kappa significant op het 0.05 niveau

** Kappa significant op het 0.01 niveau

Voor wat betreft de mate van overeenkomst via kappa voor de identificatie van kinderen

met milde motorische stoornissen werd volgens het 15de percentiel tussen de globale

testbatterijen 1 matige (0.53 k), 1 tamelijke (0.21 k) en 1 slechte (-0.07 k)

overeenkomst teruggevonden. Enkel de matige overeenkomst was significant en dit op

het 0.01 niveau.

Tabel 10 b

Perc_15_Tot_MABC II* Perc_15_Tot_PDMS II Crosstabulation

Perc_15_Tot_PDMS II

Total

≤ 15

> 15

Perc_15_Tot_MABC II ≤ 15

Count 2 3 5

% of Total 6,7% 10,0% 16,7%

> 15 Count 0 25 25

% of Total ,0% 83,3% 83,3%

Total Count 2 28 30

% of Total 6,7% 93,3% 100,0%

57

Tabel 10 c

Perc_15_Tot_PDMS II * Perc_15_Beery_VMI Crosstabulation

Perc_15_Beery_VMI

Total 0 1

Perc_15_Tot_PDMS II 0 Count 0 2 2

% of Total ,0% 6,7% 6,7%

1 Count 2 26 28

% of Total 6,7% 86,7% 93,3%

Total Count 2 28 30

% of Total 6,7% 93,3% 100,0%

Tabel 10 d

Perc_15_Tot_MABC II * Perc_15_Beery_VMI Crosstabulation

Perc_15_Beery_VMI

Total 0 1

Perc_15_Tot_MABC II 0 Count 1 4 5

% of Total 3,3% 13,3% 16,7%

1 Count 1 24 25

% of Total 3,3% 80,0% 83,3%

Total Count 2 28 30

% of Total 6,7% 93,3% 100,0%

Tabel 10 e

Perc_15_Tot_MABC II * Perc_15_MC_VMI Crosstabulation

Perc_15_MC_VMI

Total 0 1

Perc_15_Tot_MABC II 0 Count 3 2 5

% of Total 10,0% 6,7% 16,7%

1 Count 4 21 25

% of Total 13,3% 70,0% 83,3%

Total Count 7 23 30

% of Total 23,3% 76,7% 100,0%

58

Tabel 11 a

Kappa volgens percentiel 5 PDMS II M-ABC II

PDMS II 1 0.63**

M-ABC II 0.63** 1

Beery VMI -0.05 -0.06

* Kappa significant op het 0.05 niveau

** Kappa significant op het 0.01 niveau

Voor wat betreft de mate van overeenkomst via kappa voor de identificatie van kinderen

met milde motorische stoornissen werden volgens het 5de percentiel tussen de globale

testbatterijen 1 aanzienlijke overeenkomst (0.63 k) en 2 slechte (-0.05 k en -0.06 k)

overeenkomsten aangetroffen. Enkel de aanzienlijke overeenkomst was significant en dit

op het 0.01 niveau.

Tabel 11 b

Perc_5_Tot_MABC II* Perc_5_Tot_PDMS II Crosstabulation

Perc_5_Tot_PDMS II

Total 0 1

Perc_5_Tot_MABC II 0 Count 2 2 4

% of Total 6,7% 6,7% 13,3%

1 Count 0 26 26

% of Total ,0% 86,7% 86,7%

Total Count 2 28 30

% of Total 6,7% 93,3% 100,0%

Tabel 11 c

Perc_5_Tot_PDMS II * Perc_5_Beery_VMI Crosstabulation

Perc_5_Beery_VMI

Total 0 1

Perc_5_Tot_PDMS II 0 Count 0 2 2

% of Total ,0% 6,7% 6,7%

1 Count 1 27 28

% of Total 3,3% 90,0% 93,3%

Total Count 1 29 30

% of Total 3,3% 96,7% 100,0%

59

Tabel 11 d

Perc_5_Tot_MABC II * Perc_5_Beery_VMI Crosstabulation

Perc_5_Beery_VMI

Total 0 1

Perc_5_Tot_MABC II 0 Count 0 4 4

% of Total ,0% 13,3% 13,3%

1 Count 1 25 26

% of Total 3,3% 83,3% 86,7%

Total Count 1 29 30

% of Total 3,3% 96,7% 100,0%

Tabel 11 e

Perc_5_Tot_MABC II * Perc_5_MC_VMI Crosstabulation

Perc_5_MC_VMI

Total 0 1

Perc_5_Tot_MABC II 0 Count 2 2 4

% of Total 6,7% 6,7% 13,3%

1 Count 3 23 26

% of Total 10,0% 76,7% 86,7%

Total Count 5 25 30

% of Total 16,7% 83,3% 100,0%

Tabel 12 a

Kappa volgens

percentiel 15

FM PDMS II MD M-ABC II

FM PDMS II 1 0.36**

MD M-ABC II 0.36** 1

MC VMI 0.54** 0.43*

* Kappa significant op het 0.05 niveau

** Kappa significant op het 0.01 niveau

Met betrekking tot de fijne motoriek werden voor wat betreft de mate van overeenkomst

via kappa volgens het 15de percentiel tussen de bovenvermelde subtesten 2 matige (0.54

k en 0.43 k) overeenkomsten en 1 tamelijke (0.36 k) overeenkomst aangetroffen. Enkel

de matige overeenkomst van 0.43 k was significant op het 0.05 niveau. De andere 2

overeenkomsten waren significant op het 0.01 niveau.

60

Tabel 12 b

Perc_15_MC_VMI * Perc_15_MD_MABC II Crosstabulation

Perc_15_MD_MABC II

Total 0 1

Perc_15_MC_VMI 0 Count 5 2 7

% of Total 16,7% 6,7% 23,3%

1 Count 5 18 23

% of Total 16,7% 60,0% 76,7%

Total Count 10 20 30

% of Total 33,3% 66,7% 100,0%

Tabel 12 c

Perc_15_MC_VMI * Perc_15_FM_PDMS II Crosstabulation

Perc_15_FM_PDMS II

Total 0 1

Perc_15_MC_VMI 0 Count 3 4 7

% of Total 10,0% 13,3% 23,3%

1 Count 0 23 23

% of Total ,0% 76,7% 76,7%

Total Count 3 27 30

% of Total 10,0% 90,0% 100,0%

Tabel 12 d

Perc_15_FM_PDMS II* Perc_15_MD_MABC II Crosstabulation

Perc_15_MD_MABC II

Total 0 1

Perc_15_FM_PDMS II 0 Count 3 0 3

% of Total 10,0% ,0% 10,0%

1 Count 7 20 27

% of Total 23,3% 66,7% 90,0%

Total Count 10 20 30

% of Total 33,3% 66,7% 100,0%

61

Tabel 13 a

Kappa volgens

percentiel 5

FM PDMS II MD M-ABC II

FM PDMS II 1 0.17

MD M-ABC II 0.17 1

MC VMI 0.29* 0.13

* Kappa significant op het 0.05 niveau

** Kappa significant op het 0.01 niveau

Met betrekking tot de fijne motoriek werden voor wat betreft de mate van overeenkomst

via kappa volgens het 5de percentiel tussen de bovenvermelde subtesten 1 tamelijke

overeenkomst (0.29 k) en 2 zwakke overeenkomsten (0.17 k en 0.13 k) aangetroffen.

Enkel de tamelijke overeenkomst was significant op het 0.05 niveau. De andere 2

overeenkomsten waren niet significant.

Tabel 13 b

Perc_5_MC_VMI * Perc_5_MD_MABC II Crosstabulation

Perc_5_MD_MABC II

Total 0 1

Perc_5_MC_VMI 0 Count 2 3 5

% of Total 6,7% 10,0% 16,7%

1 Count 6 19 25

% of Total 20,0% 63,3% 83,3%

Total Count 8 22 30

% of Total 26,7% 73,3% 100,0%

Tabel 13 c

Perc_5_MC_VMI * Perc_5_FM_PDMS II Crosstabulation

Perc_5_FM_PDMS II

Total 0 1

Perc_5_MC_VMI 0 Count 1 4 5

% of Total 3,3% 13,3% 16,7%

1 Count 0 25 25

% of Total ,0% 83,3% 83,3%

Total Count 1 29 30

% of Total 3,3% 96,7% 100,0%

62

Tabel 13 d

Perc_5_FM_PDMS II * Perc_5_MD_MABC II Crosstabulation

Perc_5_MD_MABC II

Total 0 1

Perc_5_FM_PDMS II 0 Count 1 0 1

% of Total 3,3% ,0% 3,3%

1 Count 7 22 29

% of Total 23,3% 73,3% 96,7%

Total Count 8 22 30

% of Total 26,7% 73,3% 100,0%

Tabel 14 a

Kappa volgens percentiel 15 GDBT

STAT PDMS II 0.60**

* Kappa significant op het 0.05 niveau

** Kappa significant op het 0.01 niveau

Voor wat betreft het evenwicht werd tussen deze test en subtest volgens het 15de

percentiel een matige significante (0.01 niveau) overeenkomst waargenomen.

Tabel 14 b

Perc_15_STAT_PDMS II * Perc_15_Tot_GDBT Crosstabulation

Perc_15_Tot_GDBT

Total 0 1

Perc_15_STAT_PDMS II 0 Count 6 1 7

% of Total 20,0% 3,3% 23,3%

1 Count 4 19 23

% of Total 13,3% 63,3% 76,7%

Total Count 10 20 30

% of Total 33,3% 66,7% 100,0%

Tabel 15 a

Kappa volgens percentiel 5 GDBT

STAT PDMS II 0

* Kappa significant op het 0.05 niveau

** Kappa significant op het 0.01 niveau

Voor wat betreft het evenwicht werd tussen deze test en subtest volgens het 5de

percentiel een slechte niet significante overeenkomst aangetroffen.

63

Tabel 15 b

Perc_5_STAT_PDMS II * Perc_5_Tot_GDBT Crosstabulation

Perc_5_Tot_GDBT

Total 0 1

Perc_5_STAT_PDMS II 1 Count 10 20 30

% of Total 33,3% 66,7% 100,0%

Total Count 10 20 30

% of Total 33,3% 66,7% 100,0%

Tabel 16 a

Kappa volgens percentiel 15 GDBT 3 jarigen GDBT 4 jarigen GDBT 5 jarigen

BAL M-ABC II 3 jarigen 0.05 / /

BAL M-ABC II 4 jarigen / 0 /

BAL M-ABC II 5 jarigen / / 0

* Kappa significant op het 0.05 niveau

** Kappa significant op het 0.01 niveau

Voor wat betreft het evenwicht werd voor de 3-jarigen tussen deze test en subtest

volgens het 15de percentiel een zwakke niet significante overeenkomst teruggevonden.

Voor de 4- en 5 jarigen werd hierbij een slechte niet significante overeenkomst

waargenomen.

Tabel 16 b

Perc_15_GDBT_3 * Perc_15_BAL_MABC II_3 Crosstabulation

Perc_15_BAL_MABC II_3

Total 0 1

Perc_15_GDBT_3 0 Count 2 7 9

% of Total 20,0% 70,0% 90,0%

1 Count 0 1 1

% of Total ,0% 10,0% 10,0%

Total Count 2 8 10

% of Total 20,0% 80,0% 100,0%

64

Tabel 16 c

Perc_15_GDBT_4 * Perc_15_BAL_MABC II_4 Crosstabulation

Perc_15_BAL_M

ABC II_4

Total 1

Perc_15_GDBT_4 1 Count 9 9

% of Total 100,0% 100,0%

Total Count 9 9

% of Total 100,0% 100,0%

Tabel 16 d

Perc_15_GDBT_5 * Perc_15_BAL_MABC II_5 Crosstabulation

Perc_15_BAL_M

ABC II_5

Total 1

Perc_15_GDBT_5 0 Count 1 1

% of Total 9,1% 9,1%

1 Count 10 10

% of Total 90,9% 90,9%

Total Count 11 11

% of Total 100,0% 100,0%

Tabel 17 a

Kappa volgens percentiel 5 GDBT 3 jarigen GDBT 4 jarigen GDBT 5 jarigen

BAL M-ABC II 3 jarigen 0 / /

BAL M-ABC II 4 jarigen / 0 /

BAL M-ABC II 5 jarigen / / 0

* Kappa significant op het 0.05 niveau

** Kappa significant op het 0.01 niveau

Voor wat betreft het evenwicht werd volgens het 5de percentiel tussen deze test en

subtest zowel voor de 3-, 4- als 5-jarigen een slechte niet significante overeenkomst

teruggevonden.

65

Tabel 17 b

Perc_5_GDBT_3 * Perc_5_BAL_MABC II_3 Crosstabulation

Perc_5_BAL_MA

BC II_3

Total 1

Perc_5_GDBT_3 0 Count 6 6

% of Total 60,0% 60,0%

1 Count 4 4

% of Total 40,0% 40,0%

Total Count 10 10

% of Total 100,0% 100,0%

Tabel 17 c

Perc_5_GDBT_4 * Perc_5_BAL_MABC II_4 Crosstabulation

Perc_5_BAL_MA

BC II_4

Total 1

Perc_5_GDBT_4 1 Count 9 9

% of Total 100,0% 100,0%

Total Count 9 9

% of Total 100,0% 100,0%

Tabel 17 d

Perc_5_GDBT_5 * Perc_5_BAL_MABC II_5 Crosstabulation

Perc_5_BAL_MA

BC II_5

Total 1

Perc_5_GDBT_5 0 Count 1 1

% of Total 9,1% 9,1%

1 Count 10 10

% of Total 90,9% 90,9%

Total Count 11 11

% of Total 100,0% 100,0%

66

Tabel 18 a

Kappa volgens percentiel 15 Beery VMI

VM PDMS II -0.07

* Kappa significant op het 0.05 niveau

** Kappa significant op het 0.01 niveau

Voor wat betreft de visueel motorische integratie werd volgens het 15de percentiel tussen

deze subtesten een slechte niet significante overeenkomst teruggevonden.

Tabel 18 b

Perc_15_Beery_VMI * Perc_15_VM_PDMS II Crosstabulation

Perc_15_VM_PDMS II

Total 0 1

Perc_15_Beery_VMI 0 Count 0 2 2

% of Total ,0% 6,7% 6,7%

1 Count 2 26 28

% of Total 6,7% 86,7% 93,3%

Total Count 2 28 30

% of Total 6,7% 93,3% 100,0%

Tabel 19 a

Kappa volgens percentiel 5 Beery VMI

VM PDMS II 0

* Kappa significant op het 0.05 niveau

** Kappa significant op het 0.01 niveau

Voor wat betreft de visueel motorische integratie werd volgens het 5de percentiel tussen

deze subtesten een slechte niet significante overeenkomst teruggevonden.

Tabel 19 b

Perc_5_Beery_VMI * Perc_5_VM_PDMS II Crosstabulation

Perc_5_VM_PD

MS II

Total 1

Perc_5_Beery_VMI 0 Count 1 1

% of Total 3,3% 3,3%

1 Count 29 29

% of Total 96,7% 96,7%

Total Count 30 30

% of Total 100,0% 100,0%

67

13. Discussie

Voor wat betreft de totale testbatterijen (M-ABC II, PDMS II en Beery-Buktenica

Developmental Test of Visual Motor Integration) werd tussen de M-ABC II en de PDMS II

een matige significante (0.01 niveau) correlatie gevonden. Voor wat betreft de mate van

overeenkomst werden volgens het 15de percentiel 2 kinderen (6.7%) als motorisch

afwijkend beschouwd op beide testen en 3 kinderen (10%) werden volgens de M-ABC II

als afwijkend beoordeeld maar niet volgens de PDMS II. Volgens het 5de percentiel

werden ook 2 kinderen (6.7%) als motorisch afwijkend geïdentificeerd op beide testen en

2 kinderen (6.7%) werden wel door de M-ABC II maar niet door de PDMS II als afwijkend

beschouwd.

Deze matige correlatie tussen beide testen was te verwachten aangezien beide

testbatterijen zowel de grove- als fijne motoriek evalueren. Een mogelijke verklaring

voor het feit dat niet altijd dezelfde kindjes als motorisch afwijkend worden beoordeeld,

kan zijn dat de PDMS II minder sensitief is voor de identificatie van milde motorische

stoornissen bij 3-, 4- en 5-jarigen ten opzichte van de M-ABC II. Uit een eerder

gepubliceerde studie bleek ook dat de PDMS II minder sensitief is bij kinderen van 3 jaar

tot 41 maanden ten opzichte van de Bayley Scales of Infant Development II Motor Scale

(Provost, Heimerl, McClain, Kim, Lopez & Kodituwakku, 2004). Uit een studie van Van

Waelvelde et al. werd de PDMS II bij 4- en 5-jarige Vlaamse kinderen ook als minder

sensitief bevonden voor de identificatie van milde motorische stoornissen (Van

Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007). Alhoewel beide testen, zoals

hierboven vermeld, zowel de grove- als fijne motoriek evalueren, bevat de PDMS II wel

meer subtesten en meer items per subtest. Dit wil zeggen dat een kind meer kans heeft

om als motorisch afwijkend te worden beschouwd op de M-ABC II. Deze bestaat namelijk

maar uit 8 items en indien een kind een paar items niet volgens de criteria kan

uitvoeren, zal hij/zij snel een lage score krijgen en bijgevolg als motorisch afwijkend

worden beoordeeld. Bij de M-ABC II is ook het aantal oefenpogingen beperkt terwijl er bij

de PDMS II meer oefenpogingen mogelijk zijn. Als een kind meer mag oefenen, kan dit

ervoor zorgen dat het kind beter presteert.

Tussen de totale M-ABC II en de subtest Motor Coordination van de Beery VMI werd een

matige significante (0.01 niveau) correlatie aangetroffen. Dit werd niet verwacht

aangezien de test en subtest niet hetzelfde concept meten. De subtest Motor

Coordination concentreert zich op de motorische integratievaardigheid van een kind

terwijl de M-ABC II daarentegen zowel de grove- als fijne motoriek evalueert. Slechts 1

item van de fijne motoriek van de M-ABC II komt ongeveer overeen met de subtest

Motor Coordination. Er was dus ook te verwachten dat deze test en subtest niet dezelfde

68

kindjes als motorisch afwijkend zouden beschouwen. Dit blijkt ook uit de gegevens van

de tabellen 10 d en 11 d.

De correlaties tussen de PDMS II en de M-ABC II met de subtesten van de Beery-

Buktenica Developmental Test of Visual Motor Integration bleken allemaal laag met

uitzondering van de correlatie tussen de totale M-ABC II en de subtest Motor

Coordination van de Beery VMI (bovenvermelde correlatie). Ze identificeren volgens de

percentiel cutt-off scores niet dezelfde kinderen als motorisch afwijkend. Dit was te

verwachten aangezien de Beery-Buktenica Developmental Test of Visual Motor

Integration en zijn subtesten elk slechts 1 taak (fijne motoriek) omvatten die de visueel

perceptueel motorische vaardigheden nagaan. De M-ABC II en de PDMS II bevatten

daarentegen items die zowel de fijne- als de grove motoriek beoordelen.

Met betrekking tot de fijne motoriek werden tussen de subtest Manual Dexterity van de

M-ABC II, de subtest Motor Coordination van de Beery VMI en de Fijne Motoriek van de

PDMS II enkel lage correlaties aangetroffen. Wat de mate van overeenkomst betreft

tussen deze subtesten betreft identificeren ze volgens de percentiel cutt-off scores niet

dezelfde kinderen als motorisch afwijkend. De Fijne Motoriek van de PDMS II beoordeelt

ten opzichte van de subtest Motor Coordination van de Beery VMI en de subtest Manual

Dexterity van de M-ABC II minder kinderen als motorisch afwijkend. Een mogelijke

verklaring hiervoor kan zijn dat de PDMS II minder sensitief is voor de identificatie van

milde motorische stoornissen bij 3-, 4- en 5-jarigen ten opzichte van de subtest Motor

Coordination van de Beery VMI en de subtest Manual Dexterity van de M-ABC II. Uit een

eerder gepubliceerde studie bleek ook dat de PDMS II minder sensitief is bij kinderen van

3 jaar tot 41 maanden ten opzichte van de Bayley Scales of Infant Development II Motor

Scale (Provost, Heimerl, McClain, Kim, Lopez & Kodituwakku, 2004). Uit een studie van

Van Waelvelde et al. werd de PDMS II bij 4- en 5-jarige Vlaamse kinderen ook als minder

sensitief bevonden voor de identificatie van milde motorische stoornissen (Van

Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007). Een tweede mogelijk verklaring

voor deze uitkomsten kan zijn dat de subtest Motor Coordination van de Beery VMI en de

subtest Manual Dexterity van de M-ABC II ten opzichte van de Fijne Motoriek van de

PDMS II meer afhankelijk zijn van de tijd (Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-

Engelsman, 2007). Dit kan ervoor zorgen dat een kind te gehaast is en de taak niet meer

naar behoren kan uitvoeren waardoor hij een lagere score bekomt en als motorisch

afwijkend wordt beschouwd.

Uit de resultaten van tabel 12 b en 13 b blijkt ook dat de subtest Manual Dexterity van

de M-ABC II en de subtest Motor Coordination van de Beery VMI ook niet dezelfde

kinderen als motorisch afwijkend identificeren. Dit kan mogelijks te wijten zijn aan het

feit dat de subtest Manual Dexterity van de M-ABC II 2 totaal verschillende items

(munten in gleuf steken en kralen rijgen) bevat in vergelijking met de subtest Motor

69

Coordination van de Beery VMI. Ze meten dus deels een ander concept wat ervoor kan

zorgen dat ze dus niet helemaal dezelfde kinderen als motorisch afwijkend beschouwen.

Voor wat betreft de evaluatie van het evenwicht werd tussen de GDBT en de subtest

Stationary van de PDMS II een zeer hoge significante (0.01 niveau) correlatie

waargenomen. Alhoewel deze hoge correlatie aangetroffen werd, identificeren ze volgens

de percentiel cutt-off scores toch niet dezelfde kinderen als motorisch afwijkend (zie

tabel 14 b en 15 b). Een eerste mogelijke verklaring voor deze uitkomst kan zijn dat de

PDMS II minder sensitief is voor de identificatie van milde motorische stoornissen. Uit

een eerder gepubliceerde studie bleek ook dat de PDMS II minder sensitief is bij kinderen

van 3 jaar tot 41 maanden ten opzichte van de Bayley Scales of Infant Development II

Motor Scale (Provost, Heimerl, McClain, Kim, Lopez & Kodituwakku, 2004). Uit een studie

van Van Waelvelde et al. werd de PDMS II bij 4- en 5-jarige Vlaamse kinderen ook als

minder sensitief bevonden voor de identificatie van milde motorische stoornissen (Van

Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007). Een tweede factor die het

verschil in resultaten zou kunnen verklaren is dat de GDBT ten opzichte van de PDMS II

meer complete ontwikkelingsreeksen van taken aanbiedt, dewelke specifiek de

ontwikkeling van het kind zijn evenwichtsvaardigheden weerspiegelen. De subtest

Stationary van de PDMS II bevat daarentegen allemaal items die statisch worden

uitgevoerd maar niet allemaal de controle op het evenwicht evalueren (De Kegel & Van

Waelvelde, 2009).

Als we dan de subtest Balance van de M-ABC II vergelijken met de GDBT voor de 3-, 4-

en 5-jarigen vinden we in het algemeen lage tot zeer lage niet significante correlaties

terug. Er moet echter wel met voorzichtigheid omgesprongen worden met de

interpretatie van de significantie van deze correlaties aangezien hierbij gewerkt werd met

kleine steekproeven (zie tabellen 16 a en 17 a).

Bij de 3-jarigen bleken deze test en subtest niet dezelfde kinderen als motorisch

afwijkend te beschouwen. Dit is mogelijks te wijten aan het feit dat de subtest Balance

van de M-ABC II slechts uit 3 items bestaat die de evenwichtsvaardigheden van het kind

meten terwijl de GDBT meer complete ontwikkelingsreeksen voor wat betreft de

evaluatie van evenwichtsvaardigheden bevat. Een tweede factor die het verschil in

resultaten zou kunnen verklaren is het feit dat de gepubliceerde normen van de GDBT

slechts voorlopig zijn (De Kegel & Van Waelvelde, 2009). Door deze normen bevinden 3-

jarige kinderen zich snel onder het 15de of 5de percentiel waardoor ze als motorisch

afwijkend worden beschouwd. De GDBT is dus mogelijks te sensitief voor de identificatie

van milde motorische problemen bij deze kinderen. Deze normen moeten dan ook met

voorzichtigheid geïnterpreteerd worden. Een derde factor die deze uitkomst kan

verklaren is dat de oefenpogingen bij de subtest Balance van de M-ABC II beperkt zijn

terwijl je daarentegen bij de GDBT het kind onbeperkt een item mag laten uitvoeren

70

indien je denkt dat het kind hiertoe instaat is. Een vierde mogelijke verklaring is dat de

examinator bij de testafname van de subtest Balance van de M-ABC II geen verbale

instructies mag geven terwijl het kind bij de GDBT wel verbaal of eventueel met

speelgoed mag aangemoedigd worden. Dit laatste laat kinderen, die meer afhankelijk zijn

van externe controle, toe om beter te presteren (Henderson & Sugden, 2007; De Kegel &

Van Waelvelde, 2009). Bij de 4- en 5-jarigen werd voor de test en subtest het merendeel

van de kinderen als motorisch normaal beschouwd omdat deze test voor hen vaak te

gemakkelijk blijkt te zijn. Hierdoor lijkt het alsof de GDBT en de subtest Balance van de

M-ABC II dezelfde kinderen als motorisch afwijkend identificeren maar dit blijkt niet zo te

zijn wanneer we kijken naar de mate van overeenkomst via Kappa. Deze overeenkomst

bedroeg echter 0, wat een slechte overeenkomst inhoudt. Deze kappa-waarde was te

verwachten aangezien de GDBT meer complete ontwikkelingsreeksen voor wat betreft de

evaluatie van evenwichtsvaardigheden bevat ten opzichte van de subtest Balance van de

M-ABC II.

Voor wat betreft de visueel motorische integratie werd een lage significante (0.01

niveau) correlatie gevonden tussen de subtest Visual Motor van de PDMS II en de subtest

VMI van de Beery VMI. Dit was te verwachten aangezien de subtest VMI van de Beery

VMI enkel bestaat uit het natekenen van geometrische figuren terwijl de subtest Visual

Motor van de PDMS II naast het natekenen van figuren ook items bevat waarbij het kind

moet knippen, bouwen, vouwen, tussen lijnen kleuren, ... (Folio & Fewell, 2000; Beery,

Buktenica & Beery, 2003). Ook bleek er tussen deze subtesten een slechte overeenkomst

te bestaan betreffende de identificatie van kinderen met milde motorische stoornissen.

Tussen de totale motorische testbatterijen (M-ABC II en PDMS II) en de vragenlijsten

(Little DCD-Q en de VMVK) zouden we een matig tot hoog verband verwachten. Beiden

worden ze namelijk geacht om kinderen met milde motorische stoornissen te

identificeren. Uit onze resultaten blijkt echter dat dit in het merendeel van de gevallen

niet zo is. Een mogelijke verklaring hiervoor kan zijn dat de scores op de vragenlijsten

afhangen van de kennis die de leerkracht of de ouders hebben over de motorische

mogelijkheden van de kinderen. Daarentegen moet de examinator bij de testen het kind

de items laten uitvoeren vooraleer hij een score kan toekennen. Dit zorgt ervoor dat het

scoren bij een test objectiever is ten opzichte van het scoren bij vragenlijsten.

Tussen de motorische vragenlijsten zouden we ook een matig tot hoog verband

verwachten. Beiden worden namelijk ook geacht om kinderen met milde motorische

stoornissen op te sporen. Uit onze resultaten blijkt dat dit echter niet het geval is. De

lage correlatie tussen beide vragenlijsten is mogelijks te wijten aan het feit dat de VMVK

bijna dubbel zoveel items bevat dan de Little DCD-Q. De VMVK bestaat namelijk uit 28

items terwijl de Little DCD-Q er slechts 15 bevat. De VMVK beoordeelt meer items voor

wat betreft fijne motoriek ten opzichte van de Little DCD-Q (17 versus 5). Het aantal

71

items die de grove motoriek bevragen, is wel ongeveer hetzelfde bij beide vragenlijsten

(11 versus 10) (Van Waelvelde & Peersman,2007; Schoemaker, 2009). Daarenboven

verschillen de meeste vragen opvallend van elkaar ook al beoordelen beide vragenlijsten

zowel de grove- als de fijne motoriek. Een andere reden waarom we deze lage correlaties

zijn bekomen, kan zijn omdat ouders en leerkrachten het kind dikwijls vanuit een ander

standpunt beoordelen. Ouders zullen minder snel toegeven dat hun kind motorisch

beperkt is terwijl leerkrachten dit wel durven. Leerkrachten zijn daarenboven ook beter

geplaatst dan de ouders om de vaardigheden van het kind te vergelijken met deze van

zijn/haar leeftijdsgenootjes.

14. Conclusie

Zowel de Movement Assessment Battery for Children II, de Beery-Buktenica

Developmental Test of Visual Motor Integration, de Ghent Developmental Balance Test,

de Peabody Developmental Motor Scale II, de Vragenlijst voor Motorische Vaardigheden

bij Kleuters als de Little Developmental Coordination Disorder Questionnaire meten

motorische vaardigheden en identificeren motorische beperkingen bij jonge kinderen. Ze

hebben allemaal voor- en nadelen (tijd, prijskaartje, moeilijkheidsgraad afname,

normering, leeftijdscategorie, aantal motorische aspecten, validiteit en betrouwbaarheid).

Het is dan ook belangrijk deze te kennen bij het kiezen van een bepaalde

test/vragenlijst. De resultaten van deze studie doen vragen rijzen over de concurrent

validiteit van het merendeel van de gebruikte (sub)testen/vragenlijsten omdat de

Spearman correlatiecoëfficiënt in veel gevallen matig (maar niet significant of klinisch

relevant (r<0.60)) (Palisano, 1986) of laag was. Ook bleek de mate van overeenkomst

voor de identificatie van kinderen met milde motorische stoornissen (kappa) tussen het

merendeel van de testen en/of subtesten matig tot slecht. De clinici moeten er zich dus

van bewust zijn dat de verschillende (sub)testen niet verwisselbaar zijn. De keuze van

een test moet bijgevolg met voorzichtigheid genomen worden.

Uit deze studie blijkt dat de PDMS II minder sensitief is voor het opsporen van milde

motorische stoornissen bij Vlaamse 3-, 4- en 5-jarige kinderen. Dit werd ook gevonden

bij eerder gepubliceerde studies (Provost, Heimerl, McClain, Kim, Lopez & Kodituwakku,

2004; Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007). Uit deze studie is

ook gebleken dat de PDMS II meer verschillende aspecten van de motoriek en meer

motorische items bevat in tegenstelling tot verscheidene andere testen. Het voordeel van

de M-ABC II ten opzichte van de PDMS II is dat hij minder tijd in beslag neemt en dat hij

gemakkelijker afgenomen kan worden (Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-

Engelsman, 2007). Het nadeel van deze test is dat hij ten opzichte van de PDMS II

72

minder aspecten van de motoriek nagaat en minder items bevat voor de aspecten die hij

dan wel nagaat. Voor wat betreft de evaluatie van evenwichtsvaardigheden, kan men

beter opteren voor de GDBT dan de subtest Balance van de M-ABC II of de subtest

Stationary van de PDMS II omdat deze subtesten slechts een beperkt aantal items

bevatten om het evenwicht te evalueren. De GDBT biedt daarentegen meer complete

ontwikkelingsreeksen van taken aan, dewelke specifiek de ontwikkeling van het kind zijn

evenwichtsvaardigheden weerspiegelen. Bovendien neemt de afname van deze test

slechts 15 minuten in beslag (De Kegel & Van Waelvelde, 2009). Men moet er zich wel

van bewust zijn dat deze test dus enkel evenwicht meet en wanneer men ook de fijne

motoriek wil meten, moet men gebruik maken van een andere test zoals de PDMS II of

de M-ABC II. Om de visueel perceptueel motorische vaardigheden te beoordelen, kan

men best opteren voor de Beery VMI. Hij wordt namelijk beschouwd als één van de

meest valide en betrouwbare instrumenten voor het beoordelen van de visueel

motorische integratie (Kulp & Sortor, 2003).

Aangezien deze studie naar de concurrent validiteit gebaseerd is op slechts 30 kinderen

uit het reguliere onderwijs, is verder onderzoek naar de concurrent validiteit bij kinderen

met een risico op ontwikkelingsstoornissen en/of kinderen in behandeling omwille van

motorische ontwikkelingsproblemen nodig.

Ook zullen de kinderen die nu onderzocht werden, longitudinaal worden opgevolgd zodat

binnen 2 jaar de predictieve validiteit van de tests en vragenlijsten zal kunnen

beoordeeld worden.

73

Referenties

Ahnert J., Schneider W., Bös K. (2009) Developmental changes and individual stability of

motor abilities from the preschool period to young adulthood. In: Schneider W., Bullock

M., eds. Human development from early childhood to early adulthood: Evidence from the

Munich Longitudinal Study on the Genesis of Individual Competencies (LOGIC). Mahwah,

NJ: Erlbaum, 2009, 35-62.

Almeida K.M., Dutra M.V.P., Reis de Mello R., Reis A.B.R., Martins P.S. (2008) Concurrent

validity and reliability of the Alberta Infant Motor Scale in premature infants. J. Pediatr.

(Rio J.),84, 5.

American Psychological Association (1985) Standards for educational and psychological

tests. Washington, DC: American Psychological Association.

Anthony D. (1999) Understanding Advances Statistics: A guide for Nurses and Health

Care Researchers.

Balakrishnan T., Rao C.S. (2007) Interrater Reliability of bilateral coordination of

Bruininks Oseretsky test of motor proficiency (BOTMP) & performance of Indian children.

The Indian Journal of Occupational Therapy, 38, 3, 55-60.

Barnett A.L., Henderson S.E. , Sugden D.A. (2007) Discriminative validity of the

Movement ABC-2 Test: performance of children with Developmental Coordination

Disorder. Unpublished study, Oxford Brookes University.

Barnhart R.C., Davenport M.J., Epps S.B. Nordquist V.M. (2003) Developmental

Coordination. Physical Therapy, 83, 8, 722-731.

Bayley N. (1969) The Bayley Scales of Infant Development. New York, NY, The

Psychological Corporation.

Beery K.E., Beery N.A. (2006) Beery VMI with supplemental developmental tests of

visual perception and motor coordination.

Beery K.E., Buktenica N.A., Beery N.A. (2003) Beery-Buktenica Developmental Test of

Visual-Motor Integration 5th Edition.

74

Beery K.E., Buktenica N.A., Beery N.A. (2010) Beery-Buktenica Developmental Test of

Visual-Motor Integration 6th Edition.

Benbow M. (1995) Principles and practices of teaching handwriting. In: Hand Function in

the Child, pp. 255-281.

Bruininks R.H. (1978) Bruininks-Oseretsky Test of Motor Proficiency. Minnesota:

American Guidance Service. Circle Pines.

Bruininks R.H., Bruininks B.D. (2005) Bruininks-Oseretsky Test of Motor Proficiency

Second Edition Manual.

Bundy A.C. (2001) Assessing sensory integrative dysfunction. In A.C. Bundy, S.J. Lane &

E.A. Murray (Eds.), Sensory integration theory and Practice. Philadelpia: F.A. Davis, 2nd

ed., 169-209.

Cermak S.A., Gubbay S.S., Larkin D. (2002) What is Developmental Coordination

Disorder? In: Developmental Coordination Disorder, pp. 2-23.

Crawford S.G., Wilson B.N., Dewey D. (2001) Identifying developmental coordination

disorder: Consistency between tests. Physical and Occupational Therapy in Pediatrics, 20,

29-50.

Coleman R., Piek J.P., Livesey D.J (2001) A longitudinal study of motor ability and

kinaesthetic acuity in young children at risk of developmental coordination disorder.

Human Movement Science, 20 (1-2), 95-110.

Cunningham M. (2009) More than Just the Kappa Coefficient: A Program to Fully

Characterize Inter-Rater Reliability between Two Raters. University of Pittsburgh,

Department of Biostatistics, paper 242.

Cunningham S.J., Hunt N.P., Feinnman C. (1996) Perceptions of outcome following

orthognatic surgery. British Journal of Oral and Maxillofacial Surgery, 34, 210-213.

Dewey D., Wilson B.N. (2001) Developmental coordination disorder: what is it? Physical

and Occupational Therapy in Pediatrics, 20, 5-27.

De Kegel A., Van Waelvelde H. (2009) Ghent Developmental Balance Test.

75

De Vis I., Van Humbeeck L. (2005) De motorische ontwikkeling van dove en

gehoorgestoorde kinderen: mogelijke invloeden van een cochleair implant. Niet

gepubliceerd eindwerk.

Domholdt E (2000) Physical Therapy Research: Principles and Applications. Philadelphia:

W.B. Saunders, 350-78.

Drezner, Zvi, Turel, Ofir, Zerom, Dawit (2008) A modified Kolmogorov-Smirnov test for

normality. California State University-Fullerton, MPRA Paper No. 14385.

Flegel J., Kolobe T.H.A. (2002) Predictive Validity of the test of infant motor performance

as measured by the Bruininks-Oseretsky test of motor proficiency at school age. Physical

Therapy, 82, 8.

Folio M.R., Fewell R.R. (2000) Peabody Developmental Motor Scales Second Edition.

Geuze R.H., Jongmans M., Schoemaker M., Smits–Engelsman B. (2001) Editorial

Developmental Coordination Disorder. Human Movement Science, 20, 1-5.

Geuze R.H., Jongmans M.J., Schoemaker M.M., Smits-Engelsman B.C.M. (2001) Clinical

and research diagnostic criteria for developmental coordination disorder: a review and

discussion. Human Movement Science, 20, 7-47.

Gilberg C., Kadesjö B. (2003) Why bother about clumsiness? The implications of having

developmental coordination disorder (DCD). Neural Plasticity, 10, 1-2.

Hay J.A., Hawes R., Faught B.E. (2004) Evaluation of a screening instrument for

developmental coordination disorder. Journal of adolescent health, 34, 308-318.

Henderson S.E., Henderson L. (2003) Toward an understanding of developmental

coordination disorder: Terminological and Diagnostic Issues. Neural Plasticity, 10, 1-2.

Henderson S.E., Sugden D.A. (1992) Movement Assessment Battery for Children:

Manual. London: Psychological Corporation.

Henderson S.E., Sugden D.A. (2007) Guidelines for using the test (Movement ABC 2).

Hicks C.M. (1995) Research for Physiotherapists: Project Design and Analysis Second

Edition.

76

Hoare D. (1994) Subtypes of developmental coordination disorder. Adapted Physical

Activity Quarterly,11, 158–169.

Huyberechts B. (1982) Motorische ontwikkeling en leermoeilijkheden. Swets en Zeitlinger

B.V. , Lisse.

Johnston L. (2006) Movement Assessment Battery for Children (Movement ABC).

Australian Journal of Physiotherapy, 52, 1.

Jongmans M.J. (2005) Early identification of children with developmental coordination

disorder. In Sugden D, Chambers M eds. Children with developmental coordination

disorder. Whurr Publishers, 155-67.

Junaid K., Harris S.R., Fulmer A., Carswell A. (2000) Teachers’ use of the M-ABC

Checklist to identify children with motor difficulties. Pediatric Physical Therapy, 12, 158-

163.

Kabboord V. (2003) Fysiotherapeutisch onderzoek bij kinderen met Developmental

Coordination Disorder. Geraadpleegd op 18 november 2009 op

http://home.zonnet.nl/ko.kabboord/dcd/h2.htm.

Kavazi E. (2006) Motor competence in young Cypriot children. An examination of cross-

cultural differences and the value of human figure drawings in motor assessment. Oxford

Brookes University: Unpublished Master’s thesis.

Kiphard B. J., Schilling F. (1974) Körperkoordinationstest für Kinder. Weinheim: Beltz

Test GmbH.

Kiphard E. J., Schilling F. (2007) Körperkoordinationstest für Kinder.2. Überarbeitete und

ergänzte Auflage. Weinheim: Beltz Test GmbH.

Kourtessis K., Tsigilis N., Tzetzis G., Kapsalas T., Tserkezoglou S., Kioumourtzoglou E.

(2003) Reliability of the Movement Assessment Battery for Children Checklist in the

Greek School Environment. European Journal of Physical Education, 8, 202-210.

Kulp M.T., Sortor J.M. (2003) Clinical Value of the Beery Visual – Motor Integration

supplemental tests of visual perception and motor coordination. Optometry and vision

science, 80, 4, 312-315.

77

Landis J.R., Koch G.G. (1977) The measurement of observer agreement for categorical

data. Biometrics, 33, 159-74.

Leemrijse C., Meijer O.G., Vermeer A., Adèr H.J., Diemel S. (2000) The efficacy of Le Bon

Départ and Sensory Integration treatment for children with developmental coordination

disorder: a randomized study with six single cases. Clinical Rehabilitation, 14 (3), 247-

259.

Lingam R., Hunt L., Golding J., Jongmans M., Emond A. (2009) Prevalence of

Developmental Coordination Disorder Using the DSM-IV at 7 Years of Age: A UK

Population Based Study. Official journal of the American academy of pediatrics, 123,

e693-e700.

Losse A., Henderson S.E., Elliman D. et al (1991) Clumsiness in children: do they grow

out of it? A 10-year follow-up study. Dev. Med. Child. Neurol, 33, 55-68.

Macnab J.J., Miller L.T., Polatajko H.J. (2001) The search for subtypes of DCD: is cluster

analysis the answer? Human Movement Science, 20 (1-2), 49-72.

Magalhaes L.C., Koomar J.A., Cermak S.A. (1989) Bilateral motor coordination in 5- to 9-

year-old children: a pilot study. American Journal of Occupational Therapy, 43 (7), 437-

43.

May-Benson T., Ingola P., Koomar J. (2002) Daily living skills and Developmental

Coordination Disorder. In: Developmental Coordination Disorder, pp. 140-156.

Miyahara M., Mobs I. (1995) Developmental dyspraxia and developmental coordination

disorder. Neuropsychol Rev., 5, 245-268.

Munro B.H. (1997) Statistical Methods for Health Care Research. Philadelphia: Lippincott-

Raven.

Palisano R.J. (1986) Concurrent and predictive validities of the Bayley Motor Scale and

the Peabody Developmental Motor Scales. Physical Therapy, 66, 11, 1714-1719

Peng G. (2004) Testing Normality of Data using SAS. Lilly Corporate Center

Indianapolis, Indiana 46285, U.S.A.

78

Provost B., Heimerl S., McClain C., Kim N.H., Lopez B.R., Kodituwakku P. (2004)

Concurrent Validity of the Bayley Scales of Infant Development II Motor Scale and the

Peabody Developmental Motor Scales-2 in Children with Developmental Delays. Pediatric

Physical Therapy, 149-156.

Rosenblum S. (2006) The development and standardization of the Children Activity

Scales (ChAS- P-T) for the early identification of children with developmental disorders.

Journal Compilation, 32, 6, 619-632.

Ruiter S.A.J., Spelberg H.C., Van der Meulen B.F., Smrkovsky M. (2002) BSID-II-NL:

Bayley Scales of Infant Development-Second Edition.

Ruiter S.A.J., Spelberg H.C., Van der Meulen B.F. (2005) BSID-II-NL, deel II: Normering

en psychometrische kenmerken. Amsterdam: Harcourt Test.

Ruiter S.A.J., Nakken H., Van der Meulen B.F., Lunenborg C.B. (2010) Low Motor

Assessment: A comparative Pilot Study with Young Children With and Without Motor

Impairment. J. Dev. Phys. Disabili, 22, 33-46.

Schilling V.F. (2000) Körperkoordinationstest für Kinder KTK: manual. Göttingen, Beltz

test GmbH.

Schoemaker (2009) Coördinatievragenlijst Little DCD-Q.

Schoemaker M.M, Flapper B.C.T., Reinders-Messenlink H.A., de Kloet A. (2008)

Coördinatievragenlijst Voor Ouders (CVO)

Schoemaker M.M., Flapper B.C.T., Reinders-Messelink H.A. (2008) Validity of the motor

observation questionnaire for teachers as a screening instrument for children at risk for

developmental coordination disorder. Human Movement Science, 27, 190-199.

Schoemaker M., Kalverboer A. (1990) Treatment of clumsy children. In: Kalverboer A,

ed, Developmental Biopsychology. Experimental and observational studies in children at

risk. Ann Arbor, Michigan, USA: University of Michigan Press; 241-256.

Schoemaker M.M., Smits-Engelsman B.C.M., Jongmans M.J. (2003) Psychometric

properties of the movement assessment battery for children with a developmental co-

ordination disorder. British Journal of Educational Psychology, 00, 425 – 441.

79

Schoemaker M.M., Van Der Wees M., Flapper B. et al (2001) Perceptual skills of children

with developmental coordination disorder. Human Movement Science, 20 (1-2), 111-133.

Smits-Engelsman B.C.M. (1998) Movement Assessment Battery for Children.

Handleiding. Lisse: Swets.

Smits-Engelsman B.C.M. (2010) Movement Assessment Battery for Children – Second

Edition. Handleiding.

Smits-Engelsman B.C.M., Fiers M.J., Henderson S.E., Henderson L. (2008)

Interrater Reliability of the Movement Assessment Battery for Children. Physical Therapy,

88, 2.

Smits-Engelsman B.C.M. , Henderson S.E., Michels C. G. J. (1998) The assessment of

children with developmental coordination disorders in the Netherlands : the relationship

between the Movement Assessment Battery for Children and the Körperkoordinationstest

für Kinder. Human Movement Science, 17, 699-709.

Smyth T.R. (1992) Impaired motor skill (clumsiness) in otherwise normal children:

review. Child Care, Health and Development, 18, 283-300.

Sortor J.Z., Kulp M.T. (2003) Are the results of the Beery-Buktenica developmental test

of visual- motor integration and its subtests related to achievement test scores?

Optometry and vision science, 80, 11, 758-763.

Stolwijk et al. (1996) How Good Is That Agreement? Epidemiology, 7, 5.

Straaten I.C.A. (2008) Masterscriptie Radboud Universiteit Nijmegen.

Sugden D.A., Chambers M.E. (1998) Intervention approaches and children with

developmental coordination disorder. Pediatric Rehabilitation, 2, 139-147.

Sugden D., Sugden L. (1991) The assessment of movement skill problems in 7- and 9-

year old children. British Journal of Educational Psychology, 61, 329-245.

Terwee C.B., Sandra D.M.P., De Boer M.R., Van Der Windt D.A.W.M., Knol D.L., Dekker

J., Bouter L.M., De Vet H.C.W. (2007) Quality criteria were proposed for measurement

properties of health status questionnaires. Journal of clinical epidemiology, 60, 34-42.

80

Tieman B.L., Palisano R.J., Sutlive A.C. (2005) Assessment of Motor Development and

Function in Preschool Children, Mental Retardation and Developmental Disabilities.

Research Reviews, 11, 189-196.

Vallaey M., Vandroemme G. (1998) Psychomotoriek bij kinderen. Leuven, Acco.

Vandorpe B., Vandendriessche J., Lefevre J., Pion J., Vaeyens R. , Matthys S.,

Philippaerts R. , Lenoir M. (2010) The KörperkoordinationsTest für Kinder: reference

values and suitability for 6-12-years-old children in Flanders. Scandinavian journal of

medicine & science in sports.

Van Hartingsveldt M.J., Cup E.H., Oostendorp R.A. (2005) Reliability and validity of the

fine motor scale of the Peabody Developmental Motor Scales-2. Occupational Therapy

International, 12, 1-13.

Van Waelvelde H., De Mey B. (2007) Kinderen met Developmental Coordination Disorder,

Als (ook) bewegen niet vanzelfsprekend is. Standaard uitgeverij Antwerpen, 7-140.

Van Waelvelde H., De Weerdt W., De Cock P., Smits-Engelsman B.C.M. (2004) Aspects of

the validity of the movement assessment battery for children. Human Movement science,

23, 49-60.

Van Waelvelde H., De Weerdt W., De Cock P. & Smits-Engelsman B.C.M. (2004)

Association between visual perceptual deficits and motor deficits in children with

developmental coordination disorder. Developmental Medicine and Child Neurology,

2004, 46,661-666.

Van Waelvelde H., Oostra A., Dewitte G., Van Den Broeck C., Jongmans M. (2010)

Stability of motor problems in young children with or at risk of autism spectrum

disorders, ADHD, and or developmental coordination disorder. Developmental medicine &

child neurology.

Van Waelvelde H., Peersman W., Lenoir M., Smits-Engelsman B.C.M. (2007) The

reliability of the movement assessment battery for children for preschool children with

mild to moderate motor impairment. Clinical Rehabilitation, 21, 465-470.

Van Waelvelde H., Peersman W., Lenoir M., Smits-Engelsman B.C.M. (2007) Convergent

validity between two motor tests: Movement-ABC and PDMS-2. Adapted Physical Activity

Quarterly, 24, 59-69

81

Van Waelvelde H., Peersman W. (2007) Handleiding voor ‘Vragenlijst voor de Motorishe

Vaardigheden van Kleuters’ VMVK. Geraadpleegd op 20 juli 2009.

http://www.revaki.ugent.be/files/research/Handleiding_VMVK.pdf.

Venetsanou F., Kambas A., Aggeloussis N., Serbezis V., Taxildaris K. (2007) Use of the

Bruininks – Oseretsky test of motor proficiency for identifying children with motor

impairment. Developmental Medicine & Child Neurology, 49, 846-848.

Viera J.A., Garrett M.J. (2005) Understanding Interobserver Agreement: The Kappa

Statistic. Fam Med, 37(5), 360-3.

Visser J. (2003) Developmental coordination disorder: a review of research on subtypes

and comorbidities. Human Movement Science, 22, 479–493.

Visser J., Jongmans M., Volman C. (2004) Extending the Movement Assessment Battery

for children to be suitable for 3-year-olds in the Netherlands. Unpublished manuscript.

Vles J.S.H., Kroes M., Feron F.J.M. (2004) Handleiding Maastrichtse Motoriek Test. Pits

B.V. Leiden, 5-23.

Westera J.J., Houtzager B.A., Overdiek B., Van Wassenaer A.G. (2008) Applying Dutch

and US versions of the BSID-II in Dutch children born preterm leads to different

outcomes. Developmental Medicine & Child Neurology, 50, 445–449.

Wilson B.N., Kaplan B.J., Crawford S.G., Campbell A., Dewey D. (2000) Reliability and

validity of a parent questionnaire on childhood motor skills. American Journal of

Occupational Therapy, 54, 484-493.

Wilson B.N., Kaplan B.J., Crawford S.G., Dewey D. (2000) Inter-rater reliability of the

Bruininks Oseretsky test of motor proficiency-long form. Adapted Physical Activity

Quarterly, 17 (1), 95-110.

Wright H.C., Sugden D.A., Ng R., Tan R. (1994) Identification of children with movement

problems in Singapore: Usefulness of the Movement ABC checklist . Adapted Physical

Activity Quarterly, 11, 150-157.

Wuang Y. P., Wang C.C., Huang M. H., Su C. Y. (2008) Profiles and cognitive predictors

of motor functions among early school-age children with mild intellectual disabilities.

Journal of Intellectual Disability Research, 52, 12, 1048-1060.

82

Identificatie van motorische stoornissen bij

kleuters

Validering van vragenlijsten en tests voor identificatie van kleuters met

zwakke perceptueel – motorische vaardigheden

Ellen Tolleneer en Lindsay Stevens

Universiteit Gent

2010

-----------------------------------------------------------------------------------------------------------------

Abstract

Doel: Het doel van deze studie was de concurrent validiteit van 4 motorische (sub)testen

en 2 motorische vragenlijsten te onderzoeken voor de vroege identificatie van kleuters (3

tot 5 jaar) met zwakke perceptueel-motorische vaardigheden, inclusief hun correlaties en

de mate van overeenkomst (kappa). Methode: Dertig kinderen van 3 tot 5 jaar uit het

reguliere onderwijs werden onderworpen aan volgende testbatterijen en vragenlijsten:

M-ABC II, PDMS II, Beery VMI, GDBT, VMVK en Little DCD-Q. Resultaten: Voor wat

betreft de concurrent validiteit tussen de gebruikte (sub)testen en vragenlijsten werd in

het merendeel van de gevallen een lage tot matige (maar niet significant of klinisch

relevant (r<0.60)) (Palisano, 1986) Spearman correlatiecoëfficiënt gevonden. Ook bleek

de mate van overeenkomst voor de identificatie van kinderen met milde motorische

stoornissen (kappa) tussen het merendeel van de testen en/of subtesten matig tot

slecht. Conclusie: De (sub)testen en vragenlijsten identificeren niet volledig dezelfde

kinderen als motorisch afwijkend. De clinici moeten er zich dus van bewust zijn dat de

verschillende (sub)testen niet verwisselbaar zijn. De keuze van een test moet bijgevolg

met voorzichtigheid genomen worden.

---------------------------------------------------------------------------------------------------

Introductie

Voor het doel van deze studie hebben we 78 wetenschappelijke artikels en 16 boeken

betreffende motorische problemen bij kinderen geraadpleegd. Alle artikels werden

gepubliceerd in het Engels tussen 1969 en 2010. De boeken werden tussen 1974 en

83

2010 gepubliceerd in het Engels met uitzondering van 2 boeken. Deze werden namelijk

in het Nederlands uitgegeven. Door gebruik te maken van databases zoals Pubmed en

Web of Science hebben we de artikels gevonden. Trefwoorden zoals DCD, clumsiness,

DSM-IV, prevalence DCD, comorbidity DCD, M-ABC II, PDMS II, VMI, Bayley, BOTMP,

BOT II, KTK en concurrent validity werden in deze databases ingegeven.

Voor wat betreft de kwaliteit van de literatuur hebben we gebruik gemaakt van

verschillende vormen van klinische evidentie. Deze zijn: meta-analyses van randomized

controlled trials (RCT’s), RCT’s, controlled trials zonder randomisatie, cohort of case-

control studies en studies gebaseerd op expertenopinies/klinische ervaring/beschrijvende

studies. Op deze manier verkregen we uiteindelijk een representatieve setting voor

hetgeen we wilden nagaan.

Valide en betrouwbare motorische testen zijn essentiële hulpmiddelen voor clinici,

therapeuten en taakleerkrachten in het identificeren van kinderen met motorische

stoornissen, het evalueren van de motorische ontwikkeling en het vaststellen van de

doeltreffendheid van interventies (Tieman, Palisano & Sutlive, 2005; Van Waelvelde, De

Weerdt, De Cock & Smits-Engelsman, 2004; Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-

Engelsman, 2007).

Aan de hand van de literatuur is echter gebleken dat geen van de bestaande testen over

motorisch functioneren de hele waaier van motorische vaardigheden bedekt (Geuze,

Jongmans, Schoemaker & Smits-Engelsman, 2001). Zo evalueert de GDBT bijvoorbeeld

enkel evenwicht en de Beery-Buktenica Developmental Test of Visual Motor Integration

enkel de visueel perceptueel motorische vaardigheden. Daarentegen beoordeelt de M-

ABC II verschillende aspecten van de motoriek maar bevat hij per aspect wel een beperkt

aantal items. De PDMS II meet ook veel motorische aspecten maar bevat ook in totaal

veel items. De BOT II evalueert net zoals de M-ABC II en de PDMS II zowel de grove- als

fijne motoriek. Hij bestaat uit meer items dan de M-ABC II maar uit minder items dan de

PDMS II. De BSID II bevat naast een motorische schaal en een gedragsobservatieschaal

ook een mentale schaal. Deze laatste vindt men niet terug bij alle bovenvermelde testen.

Alhoewel sommige (sub)testen ongeveer dezelfde namen dragen, beoordelen ze toch niet

hetzelfde concept. Zo wordt bij de subtest VMI van de Beery-Buktenica Developmental

Test of Visual Motor Integration enkel verwacht dat het kind geometrische figuren kan

natekenen terwijl bij de subtest Visual Motor van de PDMS II het kind ook moet kunnen

knippen, bouwen, vouwen,… De subtest Stationary van de PDMS II bevat dan weer

allemaal items die statisch worden uitgevoerd maar niet allemaal de controle op het

evenwicht evalueren terwijl de GDBT wel specifiek de ontwikkeling van het kind zijn

evenwichtsvaardigheden nagaat.

De verschillende motorische testen omvatten echter niet alle leeftijdscategorieën. De

PDMS II kan afgenomen worden bij kinderen van 0 jaar tot 6 jaar, de BSID II bij

84

kinderen van 1 maand tot 42 maand, de GDBT bij kinderen van 18 maand tot 6 jaar 0

maand, de Beery-Buktenica Developmental Test of Visual Motor Integration bij individuen

van 2 jaar tot 100 jaar, de M-ABC II bij kinderen van 3 jaar tot 16 jaar 11 maand en de

BOT II bij individuen van 4 jaar 0 maand tot 21 jaar 11 maand.

Voor wat betreft de normering zijn de bestaande motorische testen nog niet allemaal

genormeerd voor dezelfde populaties.

De tijd die nodig is om de motorische testen af te nemen, verschilt ook van test tot test.

Deze varieert namelijk tussen 10 en 60 minuten (Kiphard & Schilling, 1974; Henderson

& Sugden, 1992; Smits-Engelsman, 1998; Folio & Fewell, 2000; Schilling, 2000; Beery,

Buktenica & Beery, 2003; Bruininks & Bruininks, 2005; Rosenblum, 2006; Henderson &

Sugden, 2007; Kiphard & Schilling, 2007; Van Waelvelde & Peersman, 2007;

Schoemaker, Flapper, Reinders-Messenlink & de Kloet, 2008; De Kegel & Van Waelvelde,

2009; Beery, Buktenica & Beery, 2010; Smits-Engelsman, 2010).

Het uitvoeren van een motorische test is dikwijls te tijdrovend en dus te duur voor het

screenen van kinderen in scholen. Alhoewel vragenlijsten minder objectief zijn dan een

gestandaardiseerde motorische test kunnen ze toch relatief snel een indruk verschaffen

over het motorische competentieniveau van een kind (Henderson & Sugden, 1992).

Veel van de bestaande vragenlijsten zijn wel nog niet genormeerd voor elke populatie en

omvatten ook niet alle leeftijdscategorieën.

Doelstelling en onderzoeksvragen

Onderzoek van de concurrent validiteit van 4 motorische (sub)testen en 2 motorische

vragenlijsten voor de vroege identificatie van kleuters (3 tot 5 jaar) met zwakke

perceptueel-motorische vaardigheden. Dit houdt in dat we gaan onderzoeken in hoeverre

de resultaten van een bepaalde motorische (sub)test of vragenlijst verband houden

(correleren) met gelijktijdig beschikbare resultaten van een andere motorische (sub)test

of vragenlijst. We zullen ook nagaan of deze (sub)testen en vragenlijsten dezelfde

kleuters als motorisch afwijkend identificeren en welke test het best gebruikt wordt voor

de evaluatie van de verschillende motorische aspecten.

85

Methode

- Proefpersonen

Inclusiecriteria

● 30 kleuters tussen 3 en 5 jaar oud

● Nederlandstalig

Exclusiecriteria

● Kinderen met een gekende medische conditie of verlaagde intelligentie die de

motorische ontwikkeling ernstig beïnvloedt (navragen bij leerkracht)

- Manier van recrutering kleuters en scholen

● 2 zwakste kleuters uit de klas: aan de leerkrachten zal gevraagd worden wie volgens

hen de 2 kleuters zijn uit hun klas die het zwakst presteren op motorische vaardigheden

● kleuters uit kleuterscholen in Oost-vlaanderen

● kleuters met toestemming van ouders voor testing

● kleuters met toestemming van directie school

● kleuters met toestemming van leerkrachten klas

● kleuterscholen in bezit van apart lokaal voor testing

- Meetinstrumenten en vragenlijsten

Niet alle motorische testen zijn geschikt voor de identificatie van milde motorische

stoornissen bij kleuters van 3 tot 5 jaar. De BOT II kan namelijk niet gebruikt worden bij

kinderen van 3 jaar en de BSID II kan slechts gebruikt worden tot de leeftijd van 3.5

jaar. Om deze reden zullen beide testen niet gehanteerd worden.

Uit een artikel van Huyberechts (1982) is gebleken dat visueel perceptueel motorische

vaardigheden een invloed kunnen hebben op motorische activiteiten. Om na te gaan of

dit daadwerkelijk zo is, zullen we de Beery-Buktenica Developmental Test of Visual Motor

Integration afnemen. Deze test wordt namelijk aanzien als één van de meest valide en

betrouwbare instrumenten voor het beoordelen van de visuele motorische integratie en is

stabiel over tijd en plaats. Omdat kinderen met motorische problemen ook vaak te

kampen krijgen met evenwichtsstoornissen, zullen we de GDBT gebruiken. De GDBT

verkiezen we boven de subtest Stationary van de PDMS II en de subtest Balance van de

M-ABC II omdat deze meer complete ontwikkelingsreeksen van taken aanbiedt , dewelke

86

specifiek de ontwikkeling van het kind zijn evenwichtsvaardigheden weerspiegelen.

Tevens is de GDBT genormeerd voor Vlaamse kinderen. Daar kinderen met motorische

stoornissen problemen kunnen ondervinden met zowel grove- als fijne motorische

activiteiten, gaan we ook de M-ABC II en de PDMS II gebruiken. Deze evalueren namelijk

beide de grove- en fijne motorische vaardigheden.

Voor wat betreft de vragenlijsten die milde motorische stoornissen bij kleuters nagaan,

bestaan er slecht 2 Nederlandstalige voor onze leeftijdscategorie. Deze zijn de VMVK en

de Little DCD-Q. We zullen ze beiden in onze studie opnemen.

Procedure

Om deze studie te mogen uitvoeren, werd de goedkeuring van de Ethische Commissie,

de toestemming van de directie van de verschillende reguliere scholen en de

toestemming van leerkrachten en ouders gevraagd. Vervolgens werd aan de leerkrachten

van de kleuterklassen (15) gevraagd om volgens hen de 2 zwakste kleuters uit hun klas

aan te duiden. Ook werd hen gevraagd om voor deze kleuters de vragenlijst voor

Motorische Vaardigheden bij Kleuters in te vullen. Aan de ouders van deze kleuters werd

gevraagd om de vertaling van de Little Developmental Coordination Disorder

Questionnaire in te vullen. De kinderen werden individueel en in een apart lokaal getest.

Op die manier konden de kinderen niet afgeleid worden.

Data-analyse

Er werd nagegaan of volgende motorische (sub)testen met elkaar correleerden en

dezelfde kinderen als motorisch afwijkend identificeerden:

- PDMS II met M-ABC II

- PDMS II met subtest VMI van de Beery VMI

- PDMS II met subtest Motor Coordination van de Beery VMI

- PDMS II met subtest Visual Perception van de Beery VMI

- M-ABC II met de subtest VMI van de Beery VMI

- M-ABC II met de subtest Motor Coordination van de Beery VMI

- M-ABC II met de subtest Visual Perception van de Beery VMI

87

Voor wat betreft de fijne motoriek werd nagegaan of volgende subtesten met elkaar

correleerden en dezelfde kinderen als motorisch afwijkend beschouwden:

- subtest Motor Coordination van de Beery VMI met de subtest Manual Dexterity

van de M-ABC II

- subtest Motor Coordination van de Beery VMI met de Fijne Motoriek van de PDMS

II

- subtest Manual Dexterity van de M-ABC II met de Fijne Motoriek van de PDMS II

Voor wat betreft evenwicht werd nagegaan of volgende (sub)testen met elkaar

correleerden en dezelfde kinderen als motorisch afwijkend beschouwden:

- subtest Stationary van de PDMS II met de GDBT

- GDBT met de subtest Balance van de M-ABC II

Voor wat betreft de visueel perceptueel motorische integratie werd nagegaan of volgende

subtesten met elkaar correleerden en dezelfde kinderen als motorisch afwijkend

identificeerden:

- subtest VMI van de Beery VMI met de subtest Visual Motor van de PDMS II

Ook werd nagegaan of de volgende motorische testen en vragenlijsten met elkaar

correleerden:

- M-ABC II met de Little DCD-Q

- M-ABC II met de VMVK

- PDMS II met de Little DCD-Q

- PDMS II met de VMVK

Tevens werd nagegaan of de volgende motorische vragenlijsten met elkaar correleerden:

- Little DCD-Q met de VMVK

Van elk kind werden de totale ruwe scores van de GDBT, de ruwe scores van de subtest

Stationary van de PDMS II, de totale ruwe scores van de VMVK en de totale ruwe scores

van de Little DCD-Q berekend. Ook werden de standaardscores van de (sub)tests van de

PDMS II, de (sub)tests van de Beery-Buktenica Developmental Test of Visual Motor

Integration en de (sub)tests van de M-ABC II bepaald. De percentielscores werden zowel

van de testen als subtesten van de PDMS II, de M-ABC II, de Beery-Buktenica

Developmental Test of Visual Motor Integration en de GDBT bepaald. Deze scores werden

in Microsoft Excel ingevoerd en vervolgens verwerkt met SPSS 17.0. Vooraleer de

88

correlaties berekend werden, werd eerst nagegaan of er gebruik gemaakt kon worden

van een niet-parametrische (Spearman) of een parametrische (Pearson) test. Een

parametrische test kan enkel gebruikt worden indien de data tot interval of rationiveau

behoren en ze normaal verdeeld zijn (Hicks, 1995; Anthony 1990). Door middel van de

One-Sample Kolmogorov-Smirnov Test werd de normaliteit van de data nagegaan.

Aangezien deze test minder betrouwbaar is bij kleine populaties voor alle data ook

histogrammen en box-plots bekeken (Drezner, Zvi, Turel, Ofir, Zerom & Dawit, 2008;

Peng, 2004). Hieruit kon geconcludeerd worden dat de data niet normaal verdeeld

waren. Bijgevolg werd er dus gebruik gemaakt van de Spearman correlatiecoëfficiënt

(rs). Deze correlatiecoëfficiënt werd berekend tussen de ruwe scores of standaardscores

van de (sub)testen en/of vragenlijsten. Voor de interpretatie van de

correlatiecoëfficiënten werd gebruik gemaakt van de criteria volgens Domholdt en Munro

(Munro, 1997; Domholdt, 2000). Ook werd nagegaan of de correlaties al dan niet

significant waren. De standaard cutt-off point vanaf wanneer de resultaten als significant

worden beschouwd bedraagt 0.05 of minder (Hicks, 1995; Venetsanou, Kambas,

Aggeloussis, Serbezis & Taxildaris, 2007). Daarna werd via Kappa (k) nagegaan in welke

mate de verschillende (sub)testen overeenstemmen in het identificeren van kinderen als

motorisch afwijkend. Hiervoor werd zowel het 5de als het 15de percentiel als cutt-off point

gebruikt (Henderson & Sugden, 1992; Geuze, Jongmans, Schoemaker & Smits-

Engelsman, 2001; Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007). Voor de

interpretatie van de kappa-waarden werd gebruik gemaakt van de criteria volgens Landis

en Koch (Landis & Koch, 1977; Stolwijk et al., 1996, Viera & Garrett, 2005,

Cunningham, 2009). Ook werd nagegaan of de overeenkomsten al dan niet significant

waren. De standaard cutt-off point vanaf wanneer de resultaten als significant worden

beschouwd, bedraagt 0.05 of minder (Hicks, 1995; Venetsanou, Kambas, Aggeloussis,

Serbezis & Taxildaris, 2007).

Resultaten

Voor wat betreft de concurrent validiteit tussen de gebruikte (sub)testen en vragenlijsten

werd in het merendeel van de gevallen een lage tot matige (maar niet significant of

klinisch relevant (r<0.60)) (Palisano, 1986) Spearman correlatiecoëfficiënt gevonden.

Ook bleek de mate van overeenkomst voor de identificatie van kinderen met milde

motorische stoornissen (kappa) tussen het merendeel van de testen en/of subtesten

matig tot slecht.

89

Discussie

Een aantal mogelijke verklaringen voor deze matige tot lage correlaties (rs) en matige tot

slechte overeenkomsten (k) tussen de (sub)testen en/of vragenlijsten zijn:

- dat de ene test meer en/of andere aspecten van de motoriek evalueert dan de

andere

- dat de ene test een bredere waaier aan taken met betrekking tot een bepaald aspect

van de motoriek bevat ten opzichte van de andere

- dat de ene test sensitiever is voor de identificatie van kinderen met milde motorische

stoornissen dan de andere

- dat de ene test meer oefenpogingen en verbale instructies toelaat dan de andere

- dat de ene test meer afhankelijk is van de tijd dan de andere

- dat bij bepaalde (sub)testen en vragenlijsten de normen nog niet zijn nagegaan voor

Vlaamse kinderen en ze daardoor misschien niet geschikt zijn voor deze populatie

- dat de vragenlijsten meer kennis van de motorische mogelijkheden van het kind

vereisen ten opzichte van de testen

- dat ouders en leerkrachten het kind mogelijks anders beoordelen (vragenlijsten)

Conclusie

Zowel de M-ABC II, de Beery VMI, de GDBT, de PDMS II, de VMVK als de Little DCD-Q

meten motorische vaardigheden en identificeren motorische beperkingen bij jonge

kinderen. Ze hebben allemaal voor- en nadelen (tijd, prijskaartje, moeilijkheidsgraad

afname, normering, leeftijdscategorie, aantal motorische aspecten, validiteit en

betrouwbaarheid). Het is dan ook belangrijk deze te kennen bij het kiezen van een

bepaalde test/vragenlijst. De resultaten van deze studie doen vragen rijzen over de

concurrent validiteit van het merendeel van de gebruikte (sub)testen/vragenlijsten

omdat de Spearman correlatiecoëfficiënt in veel gevallen matig (maar niet significant of

klinisch relevant (r<0.60)) (Palisano, 1986) of laag was. Ook bleek de mate van

overeenkomst voor de identificatie van kinderen met milde motorische stoornissen

(kappa) tussen het merendeel van de testen en/of subtesten matig tot slecht. De clinici

moeten er zich dus van bewust zijn dat de verschillende (sub)testen niet verwisselbaar

zijn. De keuze van een test moet bijgevolg met voorzichtigheid genomen worden.

Uit deze studie blijkt dat de PDMS II minder sensitief is voor het opsporen van milde

motorische stoornissen bij Vlaamse 3-, 4- en 5-jarige kinderen. Dit werd ook gevonden

bij eerder gepubliceerde studies (Provost, Heimerl, McClain, Kim, Lopez & Kodituwakku,

90

2004; Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-Engelsman, 2007). Uit deze studie is

ook gebleken dat de PDMS II meer verschillende aspecten van de motoriek en meer

motorische items in tegenstelling tot verscheidene andere testen bevat. Het voordeel van

de M-ABC II ten opzichte van de PDMS II is dat hij minder tijd in beslag neemt en dat hij

gemakkelijker afgenomen kan worden (Van Waelvelde, Peersman, Lenoir & Smits-

Engelsman, 2007). Het nadeel van deze test is dat hij ten opzichte van de PDMS II

minder aspecten van de motoriek nagaat en minder items bevat voor de aspecten die hij

dan wel nagaat. Voor wat betreft de evaluatie van evenwichtsvaardigheden, kan men

beter opteren voor de GDBT dan de subtest Balance van de M-ABC II of de subtest

Stationary van de PDMS II omdat deze subtesten slechts een beperkt aantal items

bevatten om het evenwicht te evalueren. De GDBT biedt daarentegen meer complete

ontwikkelingsreeksen van taken aan, dewelke specifiek de ontwikkeling van het kind zijn

evenwichtsvaardigheden weerspiegelen. Bovendien neemt de afname van deze test

slechts 15 minuten in beslag maar hij evalueert dus enkel het evenwicht (De Kegel & Van

Waelvelde, 2009). Wanneer men ook de fijne motoriek wil meten, moet men gebruik

maken van een andere test zoals de PDMS II of de M-ABC II. Om de visueel perceptueel

motorische vaardigheden te beoordelen, kan men best opteren voor de Beery VMI. Hij

wordt namelijk beschouwd als één van de meest valide en betrouwbare instrumenten

voor het beoordelen van de visuele motorische integratie (Kulp & Sortor, 2003).

Aangezien deze studie naar de concurrent validiteit gebaseerd is op slechts 30 kinderen

uit het reguliere onderwijs, is verder onderzoek naar de concurrent validiteit bij kinderen

met een risico op ontwikkelingsstoornissen en/of kinderen in behandeling omwille van

motorische ontwikkelingsproblemen nodig.

Ook zullen de kinderen die nu onderzocht werden, longitudinaal worden opgevolgd zodat

binnen 2 jaar de predictieve validiteit van de tests en vragenlijsten zal kunnen

beoordeeld worden.

91

Referenties

Anthony D. (1999) Understanding Advances Statistics: A guide for Nurses and Health

Care Researchers.

Beery K.E., Buktenica N.A., Beery N.A. (2003) Beery-Buktenica Developmental Test of

Visual-Motor Integration 5th Edition.

Beery K.E., Buktenica N.A., Beery N.A. (2010) Beery-Buktenica Developmental Test of

Visual-Motor Integration 6th Edition.

Bruininks R.H., Bruininks B.D. (2005) Bruininks-Oseretsky Test of Motor Proficiency

Second Edition Manual.

Cunningham M. (2009) More than Just the Kappa Coefficient: A Program to Fully

Characterize Inter-Rater Reliability between Two Raters. University of Pittsburgh,

Department of Biostatistics, paper 242.

De Kegel A., Van Waelvelde H. (2009) Ghent Developmental Balance Test.

Domholdt E (2000) Physical Therapy Research: Principles and Applications. Philadelphia:

W.B. Saunders, 350-78.

Drezner, Zvi, Turel, Ofir, Zerom, Dawit (2008) A modified Kolmogorov-Smirnov test for

normality. California State University-Fullerton, MPRA Paper No. 14385.

Folio M.R., Fewell R.R. (2000) Peabody Developmental Motor Scales Second Edition.

Geuze R.H., Jongmans M.J., Schoemaker M.M., Smits-Engelsman B.C.M. (2001) Clinical

and research diagnostic criteria for developmental coordination disorder: a review and

discussion. Human Movement Science, 20, 7-47.

Henderson S.E., Sugden D.A. (1992) Movement Assessment Battery for Children:

Manual. London: Psychological Corporation.

Henderson S.E., Sugden D.A. (2007) Guidelines for using the test (Movement ABC 2).

92

Hicks C.M. (1995) Research for Physiotherapists: Project Design and Analysis Second

Edition.

Huyberechts B. (1982) Motorische ontwikkeling en leermoeilijkheden. Swets en Zeitlinger

B.V. , Lisse.

Kiphard B. J., Schilling F. (1974) Körperkoordinationstest für Kinder. Weinheim: Beltz

Test GmbH.

Kiphard E. J., Schilling F. (2007) Körperkoordinationstest für Kinder.2. Überarbeitete und

ergänzte Auflage. Weinheim: Beltz Test GmbH.

Kulp M.T., Sortor J.M. (2003) Clinical Value of the Beery Visual – Motor Integration

supplemental tests of visual perception and motor coordination. Optometry and vision

science, 80, 4, 312-315.

Landis J.R., Koch G.G. (1977) The measurement of observer agreement for categorical

data. Biometrics, 33, 159-74.

Munro B.H. (1997) Statistical Methods for Health Care Research. Philadelphia: Lippincott-

Raven.

Palisano R.J. (1986) Concurrent and predictive validities of the Bayley Motor Scale and

the Peabody Developmental Motor Scales. Physical Therapy, 66, 11, 1714-1719

Peng G. (2004) Testing Normality of Data using SAS. Lilly Corporate Center

Indianapolis, Indiana 46285, U.S.A.

Provost B., Heimerl S., McClain C., Kim N.H., Lopez B.R., Kodituwakku P. (2004)

Concurrent Validity of the Bayley Scales of Infant Development II Motor Scale and the

Peabody Developmental Motor Scales-2 in Children with Developmental Delays. Pediatric

Physical Therapy, 149-156.

Rosenblum S. (2006) The development and standardization of the Children Activity

Scales (ChAS- P-T) for the early identification of children with developmental disorders.

Journal Compilation, 32, 6, 619-632.

93

Schilling V.F. (2000) Körperkoordinationstest für Kinder KTK: manual. Göttingen, Beltz

test GmbH.

Schoemaker M.M, Flapper B.C.T., Reinders-Messenlink H.A., de Kloet A. (2008)

Coördinatievragenlijst Voor Ouders (CVO)

Smits-Engelsman B.C.M. (1998) Movement Assessment Battery for Children.

Handleiding. Lisse: Swets.

Smits-Engelsman B.C.M. (2010) Movement Assessment Battery for Children – Second

Edition. Handleiding.

Stolwijk et al. (1996) How Good Is That Agreement? Epidemiology, 7, 5.

Tieman B.L., Palisano R.J., Sutlive A.C. (2005) Assessment of Motor Development and

Function in Preschool Children, Mental Retardation and Developmental Disabilities.

Research Reviews, 11, 189-196.

Van Waelvelde H., De Weerdt W., De Cock P., Smits-Engelsman B.C.M. (2004) Aspects of

the validity of the movement assessment battery for children. Human Movement science,

23, 49-60.

Van Waelvelde H., Peersman W. (2007) Handleiding voor ‘Vragenlijst voor de Motorishe

Vaardigheden van Kleuters’ VMVK. Geraadpleegd op 20 juli 2009.

http://www.revaki.ugent.be/files/research/Handleiding_VMVK.pdf.

Van Waelvelde H., Peersman W., Lenoir M., Smits-Engelsman B.C.M. (2007) Convergent

validity between two motor tests: Movement-ABC and PDMS-2. Adapted Physical Activity

Quarterly, 24, 59-69

Venetsanou F., Kambas A., Aggeloussis N., Serbezis V., Taxildaris K. (2007) Use of the

Bruininks – Oseretsky test of motor proficiency for identifying children with motor

impairment. Developmental Medicine & Child Neurology, 49, 846-848.

Viera J.A., Garrett M.J. (2005) Understanding Interobserver Agreement: The Kappa

Statistic. Fam Med, 37(5), 360-3.