Morfosyntactische variabelen

Koppelwerkwoorden per 100 woorden. Er blijkt geen significant effect van het subtype op

het aantal koppelwerkwoorden in de semi-spontane taalproductie, F(2,14) = 2.04, p = .173, η2 = .25. Hoewel het significantieniveau niet bereikt wordt, lijkt er toch een trend zichtbaar dat personen met lv-PPA een gering aantal koppelwoorden produceerden (M = 1.48; SD = 1.47) in vergelijking met de overige subtypes (Figuur 10). Personen met sv-PPA en nfv-PPA produceerden respectievelijk gemiddeld 3.26 (SD = .85) en 3.05 (SD = 2.05)

koppelwerkwoorden per 100 woorden. Er werd een extreem hoge score vastgesteld bij één persoon met lv-PPA. Er is een significante samenhang tussen het aantal geproduceerde koppelwerkwoorden en lexicale werkwoorden getoetst voor alle personen met PPA met een non-parametrische test (ρ = -.792, p < .001). Hoe meer koppelwerkwoorden een persoon produceerde, hoe minder lexicale werkwoorden.

Figuur 10. Koppelwerkwoorden per 100 woorden

Gemiddelde uitingslengte. Er is geen significant effect van het subtype op de gemiddelde

uitingslengte, F(2,14) = 2.27, p = .145, η2 _{= .28 . De gemiddelde uitingslengte bij sv-PPA} bedraagt 7.74 (SD = .81), bij lv-PPA 6.42 (SD = 1.41), bij nfv-PPA 7.69 (SD = 1.01). Er werden twee uitschieters gerapporteerd bij personen met lv-PPA, één hoge waarde en één lage waarde, zoals weergegeven in Figuur 11. Hoewel niet significant, is de MLU gereduceerd bij personen met nfv-PPA en lv-PPA in vergelijking met sv-PPA (Figuur 11).

Figuur 11. Gemiddelde uitingslengte in woorden

Persoonsvormsindex correct. Uit de One-Way ANOVA blijkt het effect van het subtype op

de correct gerealiseerde finiete werkwoorden niet significant, F(2,14) = 1.46, p = .271, η2 ₌ .20. Er is sprake van een trend waarbij personen met sv-PPA de meeste werkwoorden correct produceerden en personen met nfv-PPA de minste (Figuur 12). Personen met sv-PPA produceerden gemiddeld 92.00 persoonsvormen correct (SD = 7.43). Personen met lv-PPA produceerden er gemiddeld 76.12 correct (SD = 21.54). Personen met nfv-PPA produceerden

er gemiddeld 74.73 correct (SD = 14.40). Er werd een uitschieter vastgesteld bij de lv-PPA. Eén persoon met lv-PPA produceerde een extreem laag aantal correcte finiete werkwoorden.

Figuur 12. Persoonsvormsindex correct

Persoonsvormsindex incorrect. De One-Way ANOVA toont geen significant effect van

subtype op het aantal incorrect gerealiseerde persoonsvormen, F(2,14) = 1.71, p = .222, η2 ₌ .22. Er werden twee extreme waarden vastgesteld bij nfv-PPA, een hoge en een lage. Hoewel de resultaten niet significant zijn, lijkt er een voorzichtige trend te zijn dat personen met nfv- PPA de meeste incorrect geproduceerde finiete werkwoorden realiseerden (M = 6.68; SD = 4.72) (Figuur 13). Het gemiddelde van sv-PPA bedraagt 2.38 (SD = 2.90). Het gemiddelde van lv-PPA is 3.04 (SD = 3.67).

Figuur 13. Persoonsvormsindex incorrect

Persoonsvormsindex niet-gerealiseerd. Uit de One-Way ANOVA blijkt dat er geen

significant effect is van subtype op de niet-gerealiseerde finiete werkwoorden, F(2,14) = 1.29,

p = .310, η2 _{= .18. Het gemiddelde van sv-PPA bedraagt 5.62 (SD = 4.81). Het gemiddelde van}

lv-PPA bedraagt 20.84 (SD = 18.77). Het gemiddelde van nfv-PPA bedraagt 17.34 (SD = 14.59). Hoewel de resultaten het significantieniveau niet bereiken, lijkt er een trend te zijn waarbij personen met sv-PPA de kleinste proportie niet-gerealiseerde persoonsvormen produceerden, alsook de kleinste variantie (Figuur 14). Eén persoon met lv-PPA realiseerde een extreem hoog aantal werkwoorden niet.

Figuur 14. Persoonsvormsindex niet-gerealiseerd

Proportie finiete bijzinnen. Uit de One-Way ANOVA blijkt dat er geen significant effect is

van subtype op de proportie finiete bijzinnen, F(2,14) = .33, p =.728, η2 _{= .05. Hoewel de} resultaten niet significant zijn, lijkt er een trend zichtbaar waarbij de proportie finiete bijzinnen kleiner was bij personen met lv-PPA en nfv-PPA in vergelijking met sv-PPA (Figuur 15). Bij de lv-PPA werd een uitschieter vastgesteld, een extreem hoge waarde. De proportie finiete bijzinnen bij sv-PPA bedraagt gemiddeld 20.25 (SD = 9.71). De proportie finiete bijzinnen bedraagt gemiddeld 14.55 (SD = 12.06) bij de lv-PPA en gemiddeld 15.54 (SD = 11.56) bij de nfv-PPA.

Figuur 15. Proportie finiete bijzinnen

Proportie ontbrekende argumenten. Uit de One-Way ANOVA komt naar voren dat er geen

significant effect is van het subtype op de proportie ontbrekende argumenten, F(2,14) = .06, p = .944, η2 _{= .01. Het gemiddelde van sv-PPA bedraagt .09 (SD = .07). Het gemiddelde van lv-} PPA bedraagt .08 (SD = .05). De gemiddelde proportie ontbrekende argumenten bij nfv-PPA is .09 (SD = .05) (Figuur 16).

Figuur 16. Proportie ontbrekende argumenten 3.2 Resultaten onderzoeksvraag 2

Er kan verwacht worden dat de gestandaardiseerde confrontatie-benoemtaak en het subtype van PPA goede voorspellers zijn voor de gemiddelde frequentie van zelfstandige naamwoorden uit de semi-spontane taalproductie. Aan de andere kant kan er verwacht worden dat deze geen goede voorspellers zijn, aangezien er in de semi-spontane taalproductie bijvoorbeeld gebruikgemaakt kan worden van omschrijvingen, substituties van woorden, enzovoort. Bij sv- PPA en nfv-PPA lijkt er een trend dat naarmate de score op de confrontatie-benoemtaak afneemt, de gemiddelde frequentie van de zelfstandige naamwoorden toeneemt (Figuur 17). Desondanks blijkt uit de meervoudige regressieanalyse dat de predictoren geen goede voorspelling geven. De geobserveerde F-waarde is .85, wat niet significant is (p =.549) (Appendix A1). Een inspectie van de R2 _{per subtype toont dat 48%, 66% en 1% van de variantie} verklaard kan worden door de ingebrachte predictor bij respectievelijk sv-PPA, nfv-PPA en lv- PPA. Concluderend gesteld is het percentage van de verklaarde variatie relatief klein bij lv- PPA, maar redelijk bij de andere twee varianten.

Figuur 17. Regressielijnen gestandaardiseerde confrontatie-benoemtaak en frequentie

Enerzijds werd er verwacht dat personen met een lagere score op een confrontatie-benoemtaak minder diverse woorden produceren. Anderzijds werd er geen verband verwacht, aangezien personen met PPA woorden kunnen omschrijven of vervangen. Bovendien is er beïnvloeding mogelijk van meerdere linguïstische niveaus en spraakmotorische factoren. Er lijkt een trend te zijn bij sv-PPA dat wanneer de score op de benoemtaak toeneemt, de diversiteit eveneens toeneemt (Figuur 18). Bij nfv-PPA lijkt er een omgekeerde trend zichtbaar. Desondanks blijkt uit de meervoudige regressieanalyse dat de predictoren geen goede voorspelling geven voor de diversiteit van de zelfstandige naamwoorden. De geobserveerde F-waarde bedraagt 1.18 en is hiermee niet significant (p = .417) (Appendix A2). Inspectie van R2 _{toont dat 64% van de}

variantie bij sv-PPA verklaard kan worden door de ingebrachte predictor. Bij nfv-PPA kan 83% van de variantie verklaard worden door de ingebrachte predictor. Bij lv-PPA kan 0.1% van de variantie verklaard worden door de score op de confrontatie-benoemtaak. Dit is verwaarloosbaar.

Figuur 18. Regressielijnen gestandaardiseerde confrontatie-benoemtaak en type-token ratio

zelfstandige naamwoorden