Impliciet Leren bij Leerlingen met Dyslexie:
Leren van Niet-adjacente Afhankelijkheden
N. Mulder
Universiteit van Amsterdam
MSc scriptie
Master Orthopedagogische Wetenschappen
Faculteit der gedags- en maatschappijwetenschappen
Naam
Nienke Mulder
Studentnummer
10833552
Begeleidster
Dr. E. H. de Bree
Tweede beoordelaar
Dr. T. L. van Zuijen
Abstract
Developmental dyslexia is characterized by severe problems in reading and/or spelling. The cognitive risk factors that underlie these problems are not yet fully understood. This study tested the hypothesis that developmental dyslexia is caused by a deficit in implicit learning, following the procedural deficit hypothesis (Nicolson & Fawcett, 2007). Implicit learning was attested by a non-adjacent dependency learning task. These dependencies are based on
statistical information that children need for learning a grammar (e.g. ‘is’ and ‘-ing’ in ‘the man is running’). The first question was if children with and without dyslexia differ in implicit learning of non-adjacent dependencies. The second question was if implicit learning could be a cognitive risk factor for dyslexia, over and above the well-known risk factors. In an experiment, 38 children aged 9-13 with dyslexia (14 children) and without dyslexia (24 children) where exposed to one of two artificial mini grammars. These contained the following strings of dependencies: a-X-c and b-X-d or a-X-d and b-X-c. The first and third elements had a dependent relation. The middle element varied between 24 artificial units. During the test phase children heard two strings, one heard before in the training phase. One outcome measure was the total of correct answers one was reaction time. Children with and without dyslexia did not perform above chance levels. As know from the previous literature, a regression analysis showed that a unique part of the variance in reading and spelling could account for the well-known risk factors. Both groups showed no sensitivity to the learning of non-adjacent dependency’s for the task in its current form. This is probably due to the fact that children did not pay attention to any stimuli during the training phase and because there was no generalisation to novel items during the test phase.
Keywords: implicit learning, non-adjacent dependencies, dyslexia, procedural deficit hypothesis.
Samenvatting
Dyslexie is een ernstig en hardnekkig probleem in het lezen en/of spellen. De cognitieve oorzaken die ten grondslag liggen aan de stoornis zijn tot op heden niet volledig bekend. Recentelijk werd impliciet leren voorgesteld als mogelijke oorzaak voor de lees- en/of spellingproblemen, waarbij de procedureel tekorthypothese gevolgd werd (Nicolson & Fawcett, 2007). In het huidig onderzoek werd een niet-adjacente afhankelijkheden taak
(NADL-taak) gebruikt als maat voor impliciet leren. Deze afhankelijkheden zijn gebaseerd op statistische informatie die cruciaal is voor het leren van de grammatica van een taal (bijv. ‘heeft’ en ‘ge-’ in ‘de oude man heeft veel gefietst’). Twee vragen werden onderzocht. Ten eerste of er een verschil was tussen de groepen in het leren van niet-adjacente
afhankelijkheden relaties in een mini artificiële grammatica. Daarnaast was een vraag of impliciet leren een mogelijke voorspeller is voor de lees- en spellingvaardigheid, bovenop reeds bekende cognitieve risicofactoren. In de NADL-taak werden 38 kinderen (24
controleconditie; 14 dyslexieconditie) in de leeftijd van 9-13 jaar blootgesteld aan een van twee mini artificiële grammatica’s. Deze volgden de afhankelijkheden: X-c en b-X-d of a-X-d en b-X-c. Het eerste en derde element waren gerelateerd. Het middelste element varieerde tussen 24 artificiële elementen. Er volgde een testfase van acht vragen van twee zinnen, waarbij een keuze gemaakt moest worden welke van de twee zinnen in de
familiarisatiefase te horen was. Er waren twee uitkomstmaten: accuratesse en reactietijd. Daarnaast werden diverse maten voor bekende cognitief verklarende factoren afgenomen. De resultaten toonden aan dat beide groepen kinderen niet presteerden boven kansniveau. In overeenstemming met de literatuur, bleek uit een regressieanalyse voor de gehele groep dat een uniek gedeelte van de variantie in het lezen en spellen verklaard kon worden door de cognitief verklarende factoren. Concluderend toonden de groepen in de huidige taak geen sensitiviteit voor het leren van niet-adjacente relaties. Dit kan mogelijk verklaard worden doordat de kinderen geen aandacht hoefden te besteden aan de stimuli tijdens de
familiarisatiefase en doordat er geen generalisatie was naar nieuwe items gedurende de testfase.
Trefwoorden: dyslexie, impliciet leren, niet-adjacente relaties, procedureel tekorthypothese.
Introductie
Een kind leert lezen en spellen door langdurige en intensieve instructie van een gesproken of geschreven vorm van taal. Bij een normale leesontwikkeling zal het lezen en spellen steeds vloeiender en geautomatiseerder gaan verlopen (van der Leij, 2003). Wanneer er sprake is van ernstige en hardnekkige lees- en/of spelling problemen wordt er gesproken van dyslexie (Verschueren & Koomen, 2016). Stichting Dyslexie Nederland (SDN, 2016) hanteert de volgende beschrijvende definitie voor de stoornis: “Dyslexie is een specifieke stoornis die zich kenmerkt door een hardnekkig probleem in het aanleren van accuraat en vlot lezen en/of spellen op woordniveau, dat niet het gevolg is van omgevingsfactoren en/of een lichamelijke, neurologische of algemene verstandelijke beperking.” (p. 7). Het is van belang meer inzicht te krijgen in de onderliggende mechanismen die ten grondslag liggen aan de stoornis, omdat hardnekkige lees- en/of spellingproblemen ernstige gevolgen kunnen hebben voor kinderen. Om hierin inzicht te krijgen zullen hieronder eerst enkele (in dit onderzoek onderzochte) welbekende risicofactoren beschreven worden. Daarna wordt ingegaan op een mogelijke risicofactor waarvan de invloed op dyslexie nog niet volledig bekend is, maar op basis van de literatuur wel aannemelijk is. De laatstgenoemde geldt als de hoofdmoot voor het huidig onderzoek.
Binnen de dyslexieliteratuur bestaat nog geen eenduidigheid over de cognitieve risicofactoren die ten grondslag liggen aan dyslexie (Ramus & Ahissar, 2012; Ramus et al., 2003). Er bestaat brede consensus voor een fonologisch tekort als belangrijkste verklaring voor de hardnekkige lees- en spellingproblemen (Snowling, 2000; Vellutino, Fletcher, Snowling & Scanlon, 2004). Om te leren lezen en spellen moet bij degene die leert lezen een steeds groter bewustzijn ontstaan voor het feit dat woorden bestaan uit klanken (fonemen) die gekoppeld kunnen worden aan letters (grafemen). Bij spelling leren kinderen fonemen om te zetten naar een geschreven vorm van taal, dit wordt fonologisch decoderen genoemd (Castles & Coltheart, 2004; Hulme et al., 2002). Dit is de vaardigheid waardoor een kind leert dat het woord /kat/ bestaat uit de afzonderlijke klanken /k/, /a/ en /t/ waarmee gemanipuleerd kan worden. Deze vaardigheid is essentieel voor het verwerven van de orthografie van een taal. Of deze vaardigheid goed ontwikkeld is wordt bepaald door de representatie van letter-klank associaties in het langtermijngeheugen en hoe snel deze daaruit opgeroepen kunnen worden. Er is een relatie tussen de prestatie op taken die het fonologisch bewustzijn meten en de latere lees- en spellingvaardigheid (van der Leij, 2003). De fonologisch tekort hypothese stelt dat personen met dyslexie een kernprobleem hebben in het verwerken, opslaan en terughalen van gesproken informatie (Stanovich, 1988; Vellutino, 1979; Vellutino et al., 2004).
De beste indicator voor een fonologisch tekort zijn problemen met het fonemisch bewustzijn (van der Leij, 2003). Fonemisch bewustzijn is het vermogen om klanken in gesproken woorden te herkennen en manipuleren. Dit geldt als een belangrijke voorwaarde voor de lees- en spellingvaardigheid. De operationalisatie van deze vaardigheid gebeurt met een foneemdeletietaak. In zo’n taak wordt gevraagd om een klank uit een (pseudo)woord weg te laten (wat is stoel zonder /t/?). Kinderen en volwassenen met dyslexie blijken minder goed te presteren op taken die fonologisch bewustzijn meten, in tegenstelling tot kinderen en volwassenen zonder dyslexie (Ramus et al., 2003; Snowling, 2000). Bovendien blijven de fonologische problemen bij het volwassen worden bestaan bij mensen met dyslexie in tegenstelling tot goede lezers (Bruck, 1992).
Als tweede indicator wordt benoemsnelheid door enkele onderzoekers opgevat als risicofactor voor leesproblemen. Benoemsnelheid, of in het engels ‘rapid automatized naming’ (RAN; Denckla & Rudel, 1974), gaat om het snel benoemen van visuele symbolen zoals letters, cijfers of kleuren. Het vlug en automatisch ophalen uit het geheugen van cijfers en letters is een belangrijke vereiste om vloeiend te leren lezen. Mensen met dyslexie hebben meer moeite met het terughalen van visueel aangeboden informatie uit het
langetermijngeheugen, dan mensen zonder dyslexie, met name in het snel serieel benoemen van cijfers en letters (Vellutino et al., 2004). Een trage benoemsnelheid geldt als belangrijke risicofactor voor dyslexie. Prestaties op taken voor benoemsnelheid en taken voor fonologisch bewustzijn leveren een eigen bijdrage aan het voorspellen van lees- en spellingvaardigheid en deze blijkt af te nemen wanneer de leesvaardigheid verbetert (van den Bos, 1998). Wolf en Bowers (1999) stellen dan ook dat benoemsnelheid gezien moet worden als aparte risicofactor voor dyslexie en niet als een onderdeel van een fonologisch tekort.
Gezien de unieke bijdrage van verschillende factoren lijkt een enkelvoudig
verklaringsmodel, waarbinnen een fonologisch tekort geldt als de belangrijkste verklaring voor de lees- en spellingproblemen, niet sluitend. Daar komt bij dat niet bij alle kinderen met dyslexie fonologische problemen gevonden worden (Castles & Friedmann, 2014; Pennington et al., 2012). Pennington et al. (2012) vonden, in tegenstelling tot Ramus et al. (2003), dat bij een aantal individuen dyslexie niet verklaard kan worden door een fonologisch tekort, maar door een tekort in bijvoorbeeld verwerkingssnelheid. Een fonologisch tekort blijkt een belangrijke risicofactor voor dyslexie, maar kan niet gelden als de enige of noodzakelijke risicofactor.
Doordat niet alle kinderen met ernstige lees- en/of spellingproblemen uitvallen op taken die het fonologisch bewustzijn en/of de benoemsnelheid meten is onderzoek gedaan
naar alternatieve risicofactoren. Een alternatieve cognitief verklarende factor die sterk gerelateerd is aan lezen en spellen is de visuele aandachtsspanne, of in het engels ‘visual attention span’ (VAS; Bosse, Tainturier & Valdois, 2007; Valdois et al., 2003). VAS kan worden omschreven als de hoeveelheid visuele elementen die tegelijkertijd verwerkt kunnen worden. De VAS-taak toont steeds in een flits reeksen van vijf letters (bijvoorbeeld B R T P S) waarbij zoveel mogelijk letters in de juiste volgorde benoemd moeten worden. Er worden tekorten gevonden bij kinderen met dyslexie in hun prestatie op een VAS-taak (Bosse et al., 2007; Valdois et al., 2003). Bosse et al. (2007) vonden dat een groot gedeelte van kinderen met dyslexie een tekort vertoont in visuele aandachtsspanne. Dit tekort bleek onafhankelijk te zijn van een tekort in fonologische vaardigheid of benoemsnelheid (Bosse & Valdois, 2009; Bosse et al. 2007). Er is dus een uniek gedeelte van de variantie dat verklaard kan worden door VAS. Dit biedt ondersteuning voor het idee dat verschillende cognitieve factoren samenhangen met leesproblemen.
Er worden eveneens problemen gevonden in bredere taalvaardigheid bij mensen met dyslexie. Zo is er sprake van vertraagde woordenschatontwikkeling en problemen met
grammatica (McArthur, Hogben, Edwards, Heath & Mengler, 2000; van Alphen et al., 2004). Daarnaast worden vaak motorische problemen gevonden bij mensen met dyslexie (Fawcett & Nicolson, 1995; Vellutino et al., 2004). De aandacht is de laatste jaren dan ook verschoven van enkelvoudige verklaringsmodellen voor dyslexie naar multifactoriële bepaaldheid (Bishop & Snowling, 2004; Pennington, 2006). Multifactoriële bepaaldheid houdt in dat aan dyslexie verschillende risicofactoren ten grondslag liggen, maar ook dat verschillende stoornissen zoals dyslexie, SLI en ADHD gedeeltelijk dezelfde risicofactoren hebben (Pennington, 2006). De overlap is van risicofactoren is zo groot dat gesproken kan worden van comorbiditeit tussen de taal- en ontwikkelingsstoornissen. Zo bestaat er comorbiditeit tussen dyslexie en specific language impairment (SLI) en attention hyperactivity disorder (ADHD) (McArthur et al., 2000; McGrath et al., 2011; Nicolson & Fawcett, 2007;
Pennington, 2006; Pennington & Bishop, 2009). De sterke overlap tussen dyslexie en SLI heeft geleid tot het idee dat de stoornissen gedeelde risicofactoren hebben (Kerkhoff, de Bree, de Klerk & Wijnen, 2013; Nicolson & Fawcett, 2007; Nicolson & Fawcett, 2010). De
procedureel tekorthypothese stelt dat de problemen in het lezen en spellen, evenals de motorische problemen, verklaard kunnen worden door een tekort in het procedureel geheugensysteem (Nicolson & Fawcett, 2007; Nicolson & Fawcett, 2010; Ullman, 2004). Vanuit een dergelijke theorie leidt een meer algemeen leermechanisme tot de problemen in
dyslexie, waardoor eveneens de comorbiditeit met andere stoornissen en bredere risicofactoren verklaard kunnen worden (Nicolson & Fawcett, 2007).
Procedureel leren betreft het leren van zowel motorische als cognitieve vaardigheden, zoals fietsen of autorijden (Ullman, 2004; Ullman & Pierpont, 2005). Zowel het aanleren van de vaardigheden en kennis, als het terughalen ervan, gebeurt vaak zonder bewuste controle. Daardoor wordt dit geheugensysteem ook wel het ‘impliciet geheugensysteem’ wordt genoemd (Nicolson & Fawcett, 2007; Ullman, 2004; Ullman & Pierpont, 2005). De
vaardigheden worden zonder expliciete instructie geleerd en resulteren in een automatisch of impliciet verkregen vaardigheid. Impliciet leren wordt in het huidig onderzoek gedefinieerd als de mogelijkheid tot het verwerven van informatie, waarbij geen bewuste toegang is tot datgene wat geleerd wordt (Cleeremans, Destrebecqz & Boyer, 1998; Pothos, 2007). De tegenhanger hiervan is expliciet leren. Dit wordt omschreven als het bewust toegang nemen tot datgene wat geleerd wordt (Ullman, 2004). De expliciete kennis vindt dus plaats onder bewuste controle, waar het impliciet leren automatisch verkregen wordt. Bij kinderen met dyslexie worden zowel motorische als aan taal gerelateerde problemen geconstateerd. De invloed van het procedureel geheugen lijkt hierdoor aannemelijk.
Voor het leren van statistische of distributionele patronen in een taal is dit impliciet of procedureel geheugensysteem van belang. Het leren van dergelijke patronen leidt tot het onbewust (impliciet) verkrijgen van regelmatigheden in een taal. Al op zeer jonge leeftijd zijn kinderen in staat tot het onttrekken van deze statistische patronen aan een taal (Reber, 1967; Saffran, Aslin & Newport, 1996). Dit statistisch leren is onder andere van belang voor het verkrijgen van de grammaticale structuur van een taal (Reber, 1967). Daarnaast is het van belang voor het leren van de fonologie en zinsopbouw van een taal. Om te leren lezen en spellen is een combinatie van impliciete en expliciete vaardigheden nodig (Ehri, Nunes, Stahl & Willows, 2001). Allereerst leren kinderen dat bepaalde klanken horen bij letters; het leren daarvan gebeurt expliciet. Vervolgens leren kinderen deze kennis te vertalen naar bredere taalvaardigheden; dat gebeurt impliciet (Gombert, 2003). Wijnen (2006) stelt dat personen met dyslexie minder gevoelig zijn voor het herkennen van de grammaticale relaties. Daardoor hebben zij meer moeite hebben met het impliciet leren van sequentiële reeksen, dat zo een mogelijke oorzaak is voor de lees- en spellingproblemen.
Om de hypothesen over impliciet leren en dyslexie te toetsen is veelal gebruik gemaakt de serial reaction time task (SRT-taak), oorspronkelijk ontwikkeld door Nissen en Bullemer (1987). In een SRT-taak wordt kinderen gevraagd een knop in te drukken behorend bij een visuele stimulus die zichtbaar wordt op een scherm. De stimuli worden in een vaste
volgorde aangeboden. Als een deelnemer het patroon dus heeft geleerd, kan het anticiperen op de verschijning van de doelstimulus. De verwachting is dat kinderen sneller zullen drukken wanneer zij deze relatie impliciet geleerd hebben. Daarnaast blijkt dat de reactietijd afneemt wanneer de stimuli weer in een willekeurige volgorde aangeboden worden. Uit diverse
onderzoeken blijkt dat kinderen met dyslexie tekortschieten in het impliciet leren op basis van deze taak (o.a. Menghini, Hagberg, Caltagirone, Petrosini & Vicari, 2006; Vicari, Marotta, Menghini, Molinari & Petrosini, 2003; Vicari, Finzi, Menghini, Marotta, Baldi & Petrosini, 2005).
In een meta-analyse naar 14 studies waarbij de SRT-taak werd gebruikt concluderen Lum, Ullman en Conti-Ramsden (2013) dat er sterk bewijs is voor een procedureel tekort in dyslexie en dat een tekort in procedureel geheugen bijdraagt aan de leestekorten in de stoornis. De meta-analyse bevestigt de hypothese van een causale relatie tussen procedureel leren en leesproblemen. Deze relatie was echter het meest zichtbaar op jongere leeftijd (de jongste persoon in de dyslexiegroep was 8 jaar en 3 maanden); verschillen namen af op oudere leeftijd (de oudste persoon in de dyslexiegroep was 42 jaar en 1 maand). De differentiatie die gevonden wordt in de resultaten is volgens hen het gevolg van een
compenserende rol van het declaratief geheugen. Ondanks de sterke aanwijzingen voor het bestaan van een procedureel tekort, vonden diverse studies geen impliciete leertekorten (Kelly, Griffiths & Frith, 2002; Menghini et al., 2010). De vraag of er sprake is van een impliciet leertekort bij kinderen met dyslexie blijft daarmee open.
Arciuli en Simpson (2012) toonden een relatie aan tussen leesvaardigheid en impliciet leren bij kinderen en volwassenen met een normale leesontwikkeling. Sperling, Lu en Manis (2004) vonden een relatie tussen impliciet leren en een zwakke leesvaardigheid bij
volwassenen. Personen die hoger scoren op een impliciete leertaak blijken ook hogere scores te hebben op gestandaardiseerde tests voor leesvaardigheid. Er is geringer onderzoek gedaan naar impliciet leren en spelling. Ise, Arnoldi, Bartling en Schulte-Korne (2012) vergeleken zwakke spellers en kinderen met normale spellingontwikkeling. Zij toonden aan dat zwakke spellers minder goed zijn in impliciet leren dan goede spellers. Er blijkt dus een samenhang te zijn tussen lees- en spellingvaardigheid en impliciet leren.
Het huidig onderzoek meet het impliciet leren van niet-adjacente relaties. Het
verkrijgen van deze statistische relaties blijkt essentieel voor het begrijpen van zinsopbouw en daarmee voor het leren van de grammatica van een taal (Gómez & Maye, 2005). Zo is er in de zin ‘het kleine meisje heeft binnen gespeeld’ een relatie tussen het voltooid deelwoord
relatie te leren moet een kind aanvoelen dat twee niet-adjacente relaties bij elkaar horen. Al op zeer jonge leeftijd blijken baby’s gevoelig voor het leren van niet-adjacente relaties in natuurlijke spraak (Santelmann & Jusczyck, 1998; Wilsenach & Wijnen, 2004; Rispens & Been, 2007). Het verkrijgen van deze relaties blijkt een grotere uitdaging dan het leren van adjacente relaties. De twee bij elkaar horende elementen worden immers gescheiden door een of meerdere tussenliggende elementen. Een niet-adjacente relatie wordt in het huidige
onderzoek beschreven als: twee afhankelijke elementen die van elkaar gescheiden worden door een derde, onafhankelijk element.
Het leren van deze statistische relaties wordt doorgaans onderzocht met een non-adjacent dependency learning leertaak (vanaf heden: NADL-taak) (o.a. Gómez, 2002; Kerkhoff et al., 2013). In deze experimentele taak worden linguïstische stimuli aangeboden, waarbij impliciet leren leidt tot het verwerven van grammaticale regels in een mini artificiële grammatica. De NADL-taak is gebaseerd op werk van Gómez (2002). Zij onderzocht het leren van niet-adjacente afhankelijkheden in een artificiële taal bij dreumesen van 18 maanden oud, met een normale taalontwikkeling. Aan de dreumesen werd één van twee artificiële talen ten gehore gebracht. De eerste taal volgde de patronen a-X-c of b-X-d, wat correspondeert met: pel-wadim-jic of vot-kicey-rud. Het verschil tussen de twee talen ontstond door het omdraaien van het eerste en derde element. Zo volgde de tweede taal het patroon: a-X-d, b-X-c (pel-wadim-rud, vot-kicey-jic). De elementen a en b zijn voorbehouden aan de eerste positie, waar c en d in de beide talen omgedraaid zijn. Zo kan de relatie pel-wadim in beide talen voorkomen, terwijl pel-pel-wadim-jic voorbehouden is aan slechts één taal. Op deze manier kunnen de talen slechts uit elkaar gehouden worden door het opsporen van de relatie tussen het eerste en derde element en dus door het verkrijgen van de niet-adjacente afhankelijkheden. De resultaten van Gómez (2002) tonen aan dat dreumesen van 18 maanden oud de relatie konden leren wanneer de variabiliteit van tussenliggende X-elementen groot was (24 X-elementen). Gómez en Maye (2005) toonden in hun onderzoek aan dat de 12-maand oude baby’s niet in staat waren tot het leren van niet-adjacente relaties. Zowel de 15 als 18 maanden oude dreumesen toonden sensitiviteit voor de niet-adjacente relaties. Vanaf 15 maanden blijken dreumesen in staat tot het onttrekken van statistische relaties in een artificiële taal.
Kerkhoff et al. (2013) gebruikten een soortgelijk experiment als dat van Gómez (2002) bij Nederlandse dreumesen van 18 maanden oud met een genetisch risico op dyslexie. Zij testten de hypothese dat dyslexie mogelijk verklaard wordt door een onderliggend tekort in impliciet procedureel leren. Zij vonden dat dreumesen van 18 maanden oud met een genetisch
risico op dyslexie (nog) niet in staat zijn om deze relaties uit een zin te onttrekken. De bevindingen van Kerkhoff et al. (2013) bieden ondersteuning voor de hypothese dat
dreumesen met een genetisch risico op dyslexie een tekort hebben in impliciet leren van niet-adjacente afhankelijkheden. Dit heeft mogelijk invloed op het vormen van grammaticale en fonologische patronen en regels. Daarnaast biedt het ondersteuning voor de procedureel tekorthypothese (Nicolson & Fawcett, 2007). Kerkhoff et al. (2013) stellen echter dat de verklaring van de stoornis niet geheel gezocht moet worden in een impliciet leertekort, maar dat impliciet leren mogelijk een aanvullende risicofactor is voor dyslexie.
Buiten dyslexiepopulaties is tevens onderzocht hoe kinderen en volwassenen met SLI of een geschiedenis van taalproblemen presteren op het leren van niet-adjacente relaties (Grunow, Spaulding, Gómez & Plante, 2006) en SLI (Hsu, Tomblin & Christiansen, 2014). Er blijkt een tekort in impliciet leren bij volwassenen met een geschiedenis van taalproblemen (Grunow et al., 2006; Iao, Ng, Wong & Lee, 2017). Hsu et al. (2014) vonden dat adolescenten in de leeftijd van 13-15 jaar met SLI niet in staat zijn tot het leren van niet-adjacente relaties, in tegenstelling tot hun leeftijdgenoten zonder specifieke taalproblemen. Dit biedt
aanwijzingen voor de rol van statistisch leren in het verkrijgen van taal. Daarnaast biedt het aanwijzingen voor de rol van impliciet leren bij personen met dyslexie. Kinderen die op jonge leeftijd een taalstoornis hebben, ontwikkelen vaak op latere leeftijd leesproblemen (Catts, Hu, Larrivee & Swank, 1994). Gezien de overlap tussen dyslexie en SLI lijkt het aannemelijk dat de impliciete leerproblemen eveneens voorkomen bij personen met onderkende lees- en spellingproblemen (McArthur et al., 2000).
Ondanks empirisch onderzoek van Kerkhoff et al. (2013) waarin een impliciet leertekort wel aangetoond werd bij dreumesen met een genetisch risico op dyslexie, blijft er onduidelijkheid over een impliciet tekort. Kerkhoff, de Bree en Wijnen (2016, in prep.) vonden geen impliciet leertekort voor volwassenen met dyslexie op een NADL-taak, evenals diverse SRT-taken waarbij mensen met dyslexie onderzocht zijn. Het huidig onderzoek zal zich richten op een populatie leerlingen in de leeftijd van 9-13 jaar, waarbij dyslexie reeds is vastgesteld. Deze kinderen hebben reeds een taal verworven, maar zij bevinden zich nog middenin hun taalontwikkeling. Deze populatie is tot op heden onderbelicht in onderzoek naar het leren van niet-adjacente relaties. In het huidig onderzoek wordt onderzocht hoe kinderen presteren op een experimentele maat voor impliciet leren, waarbij een auditieve versie van een NADL-taak wordt gebruikt. Daarnaast worden diverse bekende risicofactoren gemeten: twee woordleesmaten, een maat voor fonologisch bewustzijn, benoemsnelheid en visuele aandachtsspanne.
Het huidig onderzoek richt zich op de vraag of er een verschil is tussen kinderen in de leeftijd van 9-13 jaar met en zonder dyslexie in het verwerven van niet-adjacente relaties in een mini artificiële grammatica. De verwachting is dat kinderen met dyslexie hierin meer moeite ondervinden dan kinderen zonder dyslexie. Deze verwachting is gebaseerd op theorieën die stellen dat impliciet leren een probleem is bij dyslectici (Nicolson & Fawcett, 2007; Nicolson & Fawcett, 2011). Daarnaast op empirische studies die aantoonden dat impliciet leren zwakker is bij kinderen en volwassenen met onderkende lees- en /of spellingproblematiek (dyslexie) in vergelijking tot goede lezers (Lum et al., 2013). Ander onderzoek toonde aan dat impliciet leren zwakker is bij dreumesen met een genetisch risico op dyslexie (Kerkhoff et al., 2013). Als tweede vraag wordt onderzocht of impliciet leren een mogelijke voorspeller is voor de lees- en spellingproblemen die gevonden worden bij
dyslectici, als aanvulling op de reeds bekende cognitief verklarende factoren als voorspellers voor de stoornis. De verwachting is dat impliciet leren een voorspeller is voor het lezen en spellen. Dit is gebaseerd op onderzoek waarbij een samenhang gevonden wordt tussen impliciet leren en spelling (Arciuli & Simpson, 2012; Sperling et al., 2004; Ise et al., 2012). Daarnaast toonde eerder onderzoek dat dreumesen met een genetisch risico op dyslexie minder goed in staat zijn de impliciete relaties te verwerven (Kerkhoff et al., 2013).
Methode Participanten
In totaal namen 38 leerlingen (20 jongens) met en zonder dyslexie deel aan het onderzoek, allen gezeten in groep 7 of 8 van het basisonderwijs in Nederland. Een minimale groepsgrootte van 15 leerlingen per groep was beoogd. De kinderen werden geworven via contacten uit het eigen netwerk, telefonisch of via de e-mail met contactgegevens van het internet. De deelnemers waren afkomstig van vijf verschillende scholen in de regio’s Drenthe, Groningen en Overijssel.
De gehele groep werd onderverdeeld in twee groepen; een groep leerlingen met dyslexie (dyslexiegroep) en een groep zonder onderkende lees- en/of spellingproblemen (controlegroep). De groepsindeling werd op voorhand bepaald door overleg met de
contactpersoon op school. Het inclusiecriterium voor de dyslexiegroep was het bezitten van een dyslexieverklaring. Dat wordt in Nederland afgegeven op basis van verschillende dyslexieprotocollen (PDDB, SDN) waarin ernst en hardnekkigheid van de
lees-spellingsproblemen centraal staan (SDN, 2016; Blomert, 2013). Dyslexie was vastgesteld door een onafhankelijke partij gedurende de basisschoolperiode. De dyslexiegroep bestond uit
14 leerlingen (6 jongens). De controlegroep bestond uit 24 deelnemers (14 jongens). Leeftijd in maanden van de gehele groep was normaal verdeeld met skewness 0.55 (.38) en kurtose .91 (.75). De uitkomst van de Shapiro Wilk toonde eveneens een normaalverdeling (W(38) = 0.96, p = .161).
Tabel 1 toont de verdeling van leeftijd, geslacht en de standaardscores voor technische leesvaardigheid. De verwachting was dat de standaardscores van de dyslexiegroep op de twee woordleesmaten behoorden tot de laagste 16% (standaardscore <7), in vergelijking tot hun leeftijdgenoten. Voor twee leerlingen in de dyslexiegroep bleek dit niet het geval (zie ook tabel 1). Het onderzoek werd toch uitgevoerd met de groepen, omdat deze te klein waren om leerlingen uit te sluiten op basis van dit criterium. Uit een onafhankelijke t-toets bleek een significant verschil tussen de groepen voor de standaardscores op de twee woordleesmaten. Voor leeftijd in maanden bleken de groepen niet significant af te wijken. Dit werd bepaald met een onafhankelijke t-toets. Uit de resultaten van een chi-kwadraat toets bleek dat de groepen niet significant verschilden in geslacht (zie tabel 1). Leeftijd in maanden en geslacht zullen geen negatieve invloed hebben op de resultaten. De meest recente CITO
Spellingvaardigheidsscores werden opgevraagd bij de contactpersoon op school. Deze werden eveneens gebruikt in de analyses.
Tabel 1
Verdeling van Leeftijd, Geslacht en Technische Leesvaardigheid voor Dyslexiegroep en Controlegroep Dyslexiegroep (n = 14) Controlegroep (n = 24) p Geslacht n (%) n (%) Jongens 6 (42.9) 14 (58.3) .357 Meisjes 8 (57.1) 10 (41.7) M (SD) min-max M (SD) min-max Leeftijd in maanden 139 (11.28) 121-157 132 (6.19) 115-142 .053 Woordleesmaat -standaardscore 5.07 (2.09) 0-8 9.67 (2.20) 6-15 .000 Pseudowoordleesmaat - standaardscore 5.79 (1.85) 1-8 10.87 (2.91) 7-17 .000
Meetinstrumenten en procedures
NADL-experiment. De Non-adjacent dependency learning taak (NADL-taak) werd gebruikt als experimentele maat voor het impliciet leren van niet-adjacente afhankelijkheden in een mini artificiële grammatica (taal). De stimuli waren afkomstig van onderzoek van Kerkhoff et al. (2013).
Het experiment is een luistertaak verdeeld in een familiarisatie- en een testfase. Gedurende de familiarisatiefase luisterden de proefpersonen naar één van de twee mini artificiële grammatica’s (L1 of L2), bestaande uit reeksen van drie pseudowoorden (zie tabel 2). Er moesten twee niet-adjacente afhankelijkheden geleerd worden. Ofwel, a en c en b en d in de eerste mini artificiële grammatica: a-X-c en b-X-d (L1). Ofwel, a en d en b en c in de tweede mini grammatica: a-X-d en b-X-c (L2) (zie tabel 2). De afhankelijke elementen voor a en b zijn rak en toef, voor c en d zijn dit sot en lut (zie tabel 2). De familiarisatiefase bestond uit 336 grammaticale reeksen. Iedere reeks kwam 7 keer voorbij (zie tabel 2). De mini artificiële grammatica is gebaseerd op een experiment van Gómez (2002); deze ‘taal’ omvat klein gedeelte van een volledige grammatica. Een totaal van 24 variabele X-elementen werd gehanteerd, omdat dit in voorgaand onderzoek de beste resultaten opleverde (Gómez, 2002). Dezelfde set van 24 X-elementen uit het onderzoek van Kerkhoff et al. (2013) werd gebruikt: wadim, kasi, poemer, kengel, domo, loga, gopem, naspu, hiftam, dieta, vami, snigger, rogges, densim, fidang, rajee, seeta, noeba, plizet, banip, movig, sulep, nilbo en wiffel.
Tabel 2
Aangeboden Reeksen van L1 en L2 Gedurende de Trainingsfase
L1 L2
a-X-c b-X-d a-X-d b-X-c
rak – wadim – toef sot – wadim – lut rak – wadim – lut sot – wadim – toef rak – kasi – toef sot – kasi – lut rak – kasi – lut sot – kasi – toef Noot. *p < .05
In de testfase waren de aangeboden stimuli afkomstig van vier lijsten van
gerandomiseerde testtrials. Een restrictie was dat niet meer dan twee reeksen van 1 taal na elkaar werden aangeboden. De helft van de lijsten was afkomstig van L1, de andere helft van L2. In totaal kreeg iedere proefpersoon 16 reeksen te horen, waarvan 8 getrainde
(zie tabel 3). Zo ontstonden testitems van twee reeksen waarbij gekozen moest worden welke het meest op de mini artificiële grammatica leek; één van de twee antwoorden was goed. De uitkomstmaten zijn accuratesse (hoeveel van de 8 testtrials goed beantwoord) en de
gemiddelde reactietijd (RT) per proefpersoon. De variabele reactietijd kwam voort uit de snelheid waarmee gedrukt was gedurende de testfase. De minimumscores was 1, de maximumscore was 8. In de testfase waren alleen de elementen wadim, kasi, poemer en rogges te horen. Gedurende de trainingsfase was ieder X-element twee keer te horen binnen de grammaticale zin. De X-elementen waren in de familiarisatiefase van L1 en L2 identiek; alleen de afhankelijke elementen wisselden.
Tabel 3
Aangeboden Reeksen van L1 en L2 Gedurende de Testfase
L1 L2
rak wadim toef rak wadim lut
rak kasi toef rak kasi lut
rak poemer toef rak poemer lut
rak rogges toef rak rogges lut
sot wadim lut sot wadim toef
sot kasi lut sot kasi toef
sot poemer lut sot poemer toef
sot rogges ut sot rogges toef
Na een korte instructie die samen met de leerling werd afgelezen van het scherm (Appendix A) startte de familiarisatiefase. Deze fase duurde ongeveer 15 minuten. Gedurende het luisteren van de stimuli kleurde de proefpersoon een mandala. Op deze manier werd het impliciet verkrijgen van de aangeboden stimuli versterkt. Voorafgaand aan de testfase werd eveneens een instructie gelezen vanaf het scherm (Appendix A). De antwoorden werden gekozen door op het toetsenbord voor ‘ja’ de CTRL-knop in te drukken en voor ‘nee’ het pijltje naar rechts. De testfase duurde ongeveer 5 minuten. Na afloop stelde de testleider een aantal vragen over hoe de leerlingen de test ervaren hadden, wat hen opviel en waar zij dachten dat het om draaide. Deze informatie werd gebruikt bij data-analyse, om opvallende waarden te verklaren.
Vanaf een laptop werd met het programma E-Prime het NADL-experiment afgedraaid. Een vrouw heeft de woordreeksen in het Nederlands ingesproken. Tussen de drie
pseudowoorden bestond telkens een interval van 250 milliseconden, waardoor reeksen van twee seconden ontstonden. Tussen de reeksen bestond een interval van 750 milliseconden, waardoor een duidelijke verdeling hoorbaar was van drie bij elkaar horende elementen. Deze werden afgezonderd door korte pauzes.
Woordleesvaardigheid. Voor het meten van de woordleessnelheid is de B-versie van de Eén Minuut Test (EMT; Brus & Voeten, 1997) afgenomen. De taak bestaat uit een kaart met 116 bestaande woorden opgedeeld in vier kolommen van oplopende moeilijkheidsgraad. Binnen één minuut moesten er zoveel mogelijk woorden correct gelezen worden. De
uiteindelijke ruwe scores kunnen variëren van 0-116. De ruwe score – het aantal correct gelezen min het aantal foute woorden – werd gebruikt voor analyse in relatie tot NADL. De standaardscores werden berekend ter controle van de proefpersoon indeling. Een gemiddelde score is 10 en de standaarddeviatie is 3. Zowel de test-hertestbetrouwbaarheid (.82-.92) als de begripsvaliditeit werden door COTAN als ‘goed’ beoordeeld (Evers et al., 2009-2012).
Voor het meten van de pseudowoordleessnelheid werd de B-versie van de Klepel (Van den Bos, Lutje Spelberg, Scheepstra & De Vries, 1994) afgenomen. De taak bestaat uit een kaart met 116 pseudowoorden opgedeeld in vier kolommen van oplopende
moeilijkheidsgraad. De woorden zijn gevormd door de klinkers en medeklinkers van de woorden uit de EMT te veranderen. Binnen twee minuten moeten er zoveel mogelijk woorden correct gelezen worden. De uiteindelijke ruwe scores kunnen variëren van 0-116. De ruwe score – het aantal correct gelezen min het aantal foute woorden – werd gebruikt voor analyse in relatie tot NADL. De standaardscores werden berekend ter controle van de proefpersoon indeling. Een gemiddelde score is 10 en de standaarddeviatie is 3. Zowel de betrouwbaarheid (.90) als de begripsvaliditeit werden door COTAN als ‘voldoende’ beoordeeld (Evers et al., 2009-2012).
Fonemisch bewustzijn. De Amsterdamse Klankdeletietest (AKT; De Jong & van der Leij, 2003) is gebruikt voor het meten van fonologisch bewustzijn. De taak is gericht op het weglaten van een klank uit één- en tweelettergrepige pseudowoorden. De taak bestaat uit 12 opgaven verdeeld over drie blokken, namelijk 1 t/m 4, 5 t/m 8 en 9 t/m 12. Als in één blok van vier items alle items fout waren werd de taak afgebroken. De eerste acht opgaven werden voorafgegaan door drie oefenitems. De testleider benoemde allereerst het pseudowoord waarna de leerling deze herhaalde. Na juiste manipulatie van de klank werd doorgegaan met de taak. In de eerste 8 items moest steeds één klank weggelaten worden. Bijvoorbeeld
‘memslos’ zonder /l/ wordt ‘memsos’. De laatste vier items werden voorafgegaan door twee oefenitems. Vervolgens moesten de proefpersoon twee dezelfde klanken uit een woord
weglaten. Bijvoorbeeld ‘gepgral’ zonder /g/ wordt ‘epral’. Een antwoord was correct wanneer het woord na deletie van de klank correct herhaald werd. De uitkomstmaat was het aantal correct beantwoorde vragen met een maximumscore van 12. De betrouwbaarheid en validiteit van deze taak is (nog) niet bekend.
Benoemsnelheid. Om benoemsnelheid te meten (Rapid Automatized Naming; RAN) werd een tweetal taken van de test Continu Benoemen & Woord Lezen afgenomen (CB&WL; van den Bos & Spelberg, 2007), namelijk cijfers benoemen en letters benoemen. De taak is gericht op het snel serieel benoemen van bekende visuele informatie. De deelnemers werd gevraagd allereerst een leeskaart van 50 getallen en vervolgens een kaart van 50 letters zo snel en foutloos mogelijk te benoemen. De kaart bestond uit de in willekeurige volgorde weergegeven cijfers ‘2, 4, 8, 5, 9’ en letters ‘d, o, a, s, p’ die in rijtjes van boven naar beneden opgelezen moesten worden. Er werden twee scores genoteerd: de tijd die nodig was voor het lezen – door de testleider bijgehouden met een stopwatch – en het aantal fouten.
Uitkomstmaat was de gemiddelde tijd in seconden op beide tests. Interne consistentie voor deze test varieert tussen de .79 en .87 (Evers et al., 2009-2012).
Visuele aandachtsspanne. De Visuele Aandachtspanne-taak (VAS-taak; Bosse, Tainturier & Valdois, 2007) meet het aantal visuele elementen dat gelijktijdig verwerkt kan worden. De taak bestaat uit twintig reeksen van vijf letters per reeks. Voorafgaand aan de twintig items werden vijf oefenreeksen aangeboden. Aan de deelnemers werd gevraagd om iedere reeks zo correct mogelijk én in de juiste volgorde te herhalen. Bij de oefenitems werd nog aangegeven of het antwoord juist of onjuist was. De reeksen bestonden uit tien
medeklinkers (B F H L M P R S T). Elke medeklinker werd tien keer gebruikt en kwam twee keer op dezelfde positie voor. Om de aandacht te trekken verscheen allereerst (gedurende 1000 ms.) een plusteken op het scherm. Daarna volgde een wit scherm (1000 ms.) en werd een reeks van 5 letters (bijvoorbeeld B P T F L) kort getoond (200 ms.) in een 24-punts Arial lettertype. De testleider noteerde tijdens de taak welke letters het kind opnoemde. De VAS-taak werd via PowerPoint afgespeeld vanaf een laptop. De uitkomstmaat was het totaal aantal juiste letters dat op de juiste positie in alle aangeboden reeksen was genoemd met een
maximum score van 100. Het staat nog ter discussie welke vaardigheden de taak precies meet (van den Boer et al., 2013; Valdois et al., 2003).
CITO-spellingvaardigheidsscore. De Cito Leerlingvolgsysteemtoetsen (LVS-toetsen) Spelling groep 3 tot en met 8 werden gebuikt om de spellingvaardigheid te bepalen
(Cito, 2010). Deze toetsen volgen de spellingontwikkeling van leerlingen van groep 3 t/m 8 van het basisonderwijs. De toetsen bestaan uit diverse onderdelen, waaronder
werkwoordspelling en niet-werkwoordspelling en worden op vaste momenten in het schooljaar afgenomen (bij voorkeur november/januari en juni). Een ruwe score wordt omgezet in een vaardigheidsscore, deze werd in het huidig onderzoek gebruikt. Hoe hoger deze score, hoe hoger de spellingvaardigheid. De betrouwbaarheid (.80 - .90) wordt door COTAN als voldoende beoordeeld (Evers et al., 2009-2012).
Procedure
Het onderzoek is aangemeld bij de ethische commissie van het Research Institute Child Development and Education van de Universiteit te Amsterdam en startte na goedkeuring (2015-CDE-4305 Non-adjacent dependency learning in children with and without dyslexia). Goedkeuring werd ontvangen op 20 april 2015. Deelnemende scholen ontvingen twee informatiebrieven, één voor de ouders en één voor de school. Hierin werd het doel, de procedure en het principe van vrijwilligheid en vertrouwelijkheid van het onderzoek uitgelegd. Intern begeleiders en leerkrachten selecteerden de participanten. Er werd een passief toestemmingsformulier gestuurd naar de ouders. Bij bezwaar tegen het onderzoek konden ouders dit aangeven in het bijgevoegde formulier. Voorafgaand aan het onderzoek werden de ouders op de hoogte gebracht van de datum van testafname. Dit gebeurde door de testleider of intern begeleider.
De testsessie werd uitgevoerd door een getrainde student. Iedere deelnemer werd onder schooltijd individueel getest in een aparte ruimte binnen de school om afleiding van buitenaf te minimaliseren. Hier bevond het kind zich alleen met één testleider. Voorafgaand aan iedere testsessie vond een korte instructie plaats door de testleider. Na deze algemene informatie werd er een korte vragenlijst met achtergrondkenmerken afgenomen. Vervolgens werd de testbatterij in een vaste volgorde afgenomen, te weten: NADL, EMT, VAS, Klepel, AKT en RAN. De sessie duurde ongeveer één uur. Na afloop van het onderzoek werd bedankt voor deelname door een kleinigheid. Dataverzameling vond plaats in een tijdsperiode van juni tot november 2015.
Data-analyse
Voor de groepsvergelijking tussen de dyslexiegroep en controlegroep op de
experimentele maat werden onafhankelijke t-toetsen uitgevoerd. De uitkomstenmaten waren NADL accuratesse en NADL gemiddelde reactietijd. Voor de groepsvergelijking tussen de dyslexiegroep en de controlegroep op de cognitief verklarende factoren (AKT, RAN en VAS)
werden onafhankelijke t-toetsen uitgevoerd voor twee onafhankelijke steeproeven. Als uitkomstmaten golden de ruwe scores van de maten.
Om samenhang te onderzoeken tussen de NADL en lezen en NADL en cognitief verklarende factoren werd de Pearsons (r) correlatiecoëfficiënt berekend. De
correlatiecoëfficiënt werd als volgt geïnterpreteerd: 0 - .10 = zeer wak, .11 – .30 = zwak, .31 - .50 = redelijk, .51 - .80 = sterk, .81 - .99 = zeer sterk (Craig, McCabe & Moore, 2009).
Correlaties werden berekend voor de dyslexiegroep, controlegroep en gehele groep. Variabele voor NADL was accuratesse. Voor het uitvoeren van een multipele regressie-analyse werden correlaties berekend tussen de lees- en spellingmaten en de cognitief verklarende factoren. Om te bepalen of het lezen voorspeld kon worden op basis van de cognitieve maten werd een multipele regressie-analyse uitgevoerd met EMT/Klepel als afhankelijke variabele en de cognitieve maten (AKT, RAN en VAS) als onafhankelijke variabelen. Om te bepalen of spelling voorspeld kon worden op basis van de cognitieve maten werd een multipele
regressie-analyse uitgevoerd met CITO spellingvaardigheidsscore als afhankelijke variabele en de cognitieve maten (AKT en VAS) als onafhankelijke variabelen. De data is geanalyseerd in SPSS. Door deze hele thesis heen werd uitgegaan van een significantieniveau van .05.
Resultaten Data inspectie
Alvorens de analyses uit te voeren werd de data visueel geïnspecteerd op uitbijters, missende waarden en normaliteit voor de NADL uitkomstmaten accuratesse en reactietijd, voor de gehele groep. Data inspectie geschiedde door univariaat uitbijters te detecteren voor de NADL accuratesse op basis van de z-score (onder -3 of boven +3). Er werden geen uitbijters gevonden. Er waren geen missende waarden. Als de reactietijd heel snel was (<100 ms.) of heel langzaam (>10000 ms.) dan werd de trial uitgesloten. Er werden 14 extreme waarden uitgesloten, verdeeld over 14 deelnemers. Tien van hen bevonden zich in de controlegroep, vier in de dyslexiegroep. Vier trials waren >10000 ms., 10 trials waren <100 ms. Het uitsluiten van deze waarden had geen gevolgen voor de groepsgrootte, omdat een nieuwe score berekend werd op basis van de overgebleven trials. De trials die overbleven zijn gebruikt om een nieuwe variabele te berekenen voor de gemiddelde reactietijd. Uit visuele inspectie van de histogrammen en Q-Q plots bleek de variabele NADL accuratesse normaal verdeeld, met skewness van 0.09 (.38) en kurtose van -.84 (.75). De uitkomst van de Shapiro Wilk toonde eveneens een normaalverdeling (SW(38) = 0.94, p = .052). De gemiddelde reactietijd was normaal verdeeld, met skewness van 0.00 (0.38) en kurtose van -0.84 (0.75). De Shapiro Wilk toonde eveneens een normaalverdeling (SW(38) = 0.95, p = .111).
Er waren geen missende waarden voor de leesgerelateerde maten. Voor RAN
gemiddelde tijd in seconden was er een uitschieter naar boven (z = 3.21), hij was langzamer in het continue benoemen van cijfers en letters. De leerling bevond zich in de dyslexiegroep. Voor VAS en RAN werden geen uitschieters gevonden.
Voor het uitvoeren van een regressie-analyse op de woordleesmaten, de spellingmaat en de cognitief verklarende factoren moest worden voldaan aan diverse statistische
assumpties. Er was lineariteit tussen de variabelen (X, Y) en de groepen (X, Y) waren
onafhankelijk van elkaar. Dit werd bekeken aan de hand van een Q-Q plot en een Histogram. Er werd voldaan aan de aanname van homoscedasticiteit. De residuen zijn normaal verdeeld. Op basis van deze aannames mag een regressie-analyse uitgevoerd worden. Op basis van de centrale limietstelling kan gesteld worden dat de data in de volledige steekproef normaal verdeeld is. De data van de afzonderlijke groepen is niet normaal verdeeld. Bij de interpretatie van de resultaten moet er rekening mee gehouden worden dat waarschijnlijk niet voldaan is aan de voorwaarden voor een t-toets, gezien de scheefheid van de verdeling voor NADL accuratesse. Voor de controlegroep geldt een skewness van .14 (.47) en kurtosis van -0.81 (0.92). De Shapiro Wilk toonde een niet-normale verdeling (SW(24) = 0.91, p = .032). Daarnaast is niet voldaan aan de voorwaarde voor een groepsgrootte van minimaal 30 waarnemingen voor beide steekproeven (dyslexiegroep, n = 14; controlegroep n = 24).
Verschillen tussen de groepen op de NADL-taak
Tabel 4 geeft de uitkomsten van de beschrijvende statistiek voor accuratesse en gemiddelde reactietijd.
Tabel 4
Gemiddelden, Standaarddeviaties en T-waarden voor de Dyslexie- en Controlegroep op NADL Accuratesse en Gemiddelde Reactietijd
Dyslexiegroep (n = 14) Controlegroep (n = 24) M SD M SD t df Accuratesse 4.36 1.67 4.46 1.98 .16 36 Gemiddelde RT (ms) 2206 1355 1858 1125 -.99 36
Om te bepalen of de groepen de relatie impliciet geleerd hadden zijn de NADL accuratessescores afgezet tegen een kansniveau van 50%, met behulp van een onafhankelijke t-toets. Deelnemers toonden het leren van niet-adjacente relaties wanneer zij presteerden boven kansniveau (p > .50); meer dan vier antwoorden moesten goed zijn. Zowel de accuratesse uitkomsten van dyslexiegroep, t(13) = 0.75, p = .47, als van de controlegroep, t(23) = 1.14, p = .27, weken niet significant af van kansniveau. Ook de groep als geheel presteerde niet significant beter dan kans (t(37) = 1.38, p = .18).
Om de vraag te beantwoorden of er een verschil is tussen de groepen op de NADL-taak zijn onafhankelijke t-tests uitgevoerd (zie ook tabel 4). Uit de onafhankelijke t-toetsen met NADL-accuratesse bleek dat de gemiddelden van de groepen niet significant afwijken op deze uitkomstmaat. Uit de onafhankelijke t-tests voor de groepen op NADL reactietijd bleken de gemiddeldes van de groepen eveneens niet significant af te wijken.
Vervolgens werd binnen de groepen gekeken om vast te stellen of enkele leerlingen de relatie geleerd hadden. Binnen de dyslexiegroep bleken 6 leerlingen boven kansniveau
gescoord te hebben. In de controlegroep scoorden 12 kinderen boven kansniveau (zie tabel 5). Over de gehele groep bezien behaalden de meeste kinderen een score van 4. Bij een leerling met een maximale score bleek uit vragen na afloop van de experimentele taak dat zij vooral lette op de eerste en de laatste woordjes. Echter, ze somde tijdens het tekenen de bij elkaar horende woordjes op. Deze uitkomst is mogelijk beïnvloed en niet op basis van impliciet leren tot stand gekomen. Bij de andere leerling met een maximale score werden geen bijzonderheden genoteerd, deze leerling heeft de relatie mogelijk geleerd.
Uit de vragen na afloop bleek verder dat een proefpersoon de relatie geleerd had. Hij benoemde dat het eerst en derde element bij elkaar hoorden en dat de woordjes er tussenin niet uitmaakten. Hij had 7 van de 8 antwoorden goed. Andere leerlingen gaven aan dat de woorden ‘sot’ en ‘lut’ en ‘rak’ en ‘toef’ bij elkaar hoorden en dat de woordjes ertussen niet heel veel uitmaakten, dat ze letten op de klanken en de toon van de woordjes, dat het eerste en het laatste woord steeds werden herhaald. Deze proefpersonen behaalden geen maximale scores.
Tabel 5
Accumulatie van Accuratessescores en Percentages voor Dyslexiegroep, Controlegroep en Totaal
Controlegroep Dyslexiegroep Totaal
participanten participanten participanten 1 0 0 1 7.1 1 2.6 2 6 25 2 14.3 8 21.1 3 2 8.3 0 0 2 5.3 4 4 16.7 5 35.7 9 23.7 5 6 25.0 1 7.1 7 18.4 6 1 4.2 4 28.6 5 13.2 7 3 12.5 1 7.1 4 10.5 8 2 8.3 0 0 2 5.3 Totaal 24 100 14 100 38 100
Verschillen tussen de groepen op de cognitief verklarende factoren
Om te bepalen of er verschillen zijn tussen de groepen op de lees- en spellingmaten en
cognitief verklarende factoren zijn onafhankelijke t-test uitgevoerd op de ruwe scores (zie ook tabel 6). Uit de beschrijvende statistiek blijkt dat de dyslexiegroep gemiddeld een lagere totaalscore had op de lees- en spellingmaten dan de controlegroep. Uit de resultaten bleek dat de dyslexiegroep een lagere gemiddelde totaalscore behaalde op de AKT en VAS dan de controlegroep. Daarnaast waren zij gemiddeld langzamer in het continue benoemen dan de controlegroep. Uit de resultaten van de toetsende statistiek bleken de verschillen tussen de groepen significant. Voor RAN en Klepel bleek niet te zijn voldaan aan de gelijkheid van varianties.
Tabel 6
Beschrijvende en Toetsende Statistieken per Groep op Lees- en Spellingvaardigheid en Cognitief Verklarende Factoren.
Dyslexiegroep Controlegroep n M (SD) n M (SD) t df EMT – ruwe score 14 52.64 (8.54) 24 71.21 (10.22) 5.724*** 36 Klepel – ruwe score 14 35.21 (8.29) 24 62.50 (16.67) 6.719*** 35.39 CITO spellingvaardig-heidsscore 14 132 (5.64) 24 142 (9.48) 3.191** 36 AKT – totaal correct 14 7.64 (2.41) 24 9.83 (2.14) 2.909** 36 RAN – gemiddelde tijd in sec. 14 29.43 (6.25) 24 23.92 (3.41) -3.045** 17.59 VAS – totaal correct 14 62.21 (12.41) 24 77.88 (11.53) 3.928*** 36 Noot. *p < .05, **p < .01 ***p < .001.
Verband en associatie tussen de lees- en spellingmaten en cognitieve factoren
Met een Pearsons (r) correlatiecoëfficiënt werd de samenhang onderzocht tussen de NADL accuratesse en de lees- en leesgerelateerde maten (EMT, Klepel, spelling) en tussen NADL accuratesse en de cognitieve maten (AKT, RAN en VAS) (zie ook tabel 7). Er bleek geen correlatie tussen NADL en deze maten; niet voor de gehele groep, dyslexiegroep en controlegroep. Als gevolg hiervan kon geen regressieanalyse uitgevoerd worden met NADL als mogelijke voorspeller van het lezen en spellen. Daarnaast kon geen regressieanalyse uitgevoerd worden met NADL als mogelijk voorspeller van de cognitieve variabelen gerelateerd aan het lezen of spellen.
Tabel 7
Correlatiecoëfficiënten Tussen NADL en EMT, Klepel, Spelling, AKT, RAN en VAS voor de Gehele Groep, Controle- en Dyslexiegroep
Noot. *p < .05.
De kinderen scoorden op kansniveau op de NADL taak. Daarnaast is er geen verband tussen de NADL maat en de cognitief verklarende factoren. De vraag of impliciet leren een
mogelijke risicofactor vormt voor dyslexie kan daardoor niet verder onderzocht worden. De verbanden tussen de cognitieve maten en lezen zijn verder bekeken, om te bepalen of de relaties hiertussen in overeenstemming zijn met de literatuur. Tabel 8 toont de uitkomsten van de correlatieanalyses om te bepalen of een regressieanalyse uitgevoerd kon worden met de cognitieve maten als predictoren voor het lezen en spellen. Er is sprake van multicollineariteit tussen EMT en Klepel, daarom werd slechts één van de leesmaten in de regressieanalyse
NADL-scores Controlegroep NADL-scores Dyslexiegroep NADL-scores Gehele groep r r r EMT-ruwe score -.09 .49 .08 Klepel-ruwe score -.10 .48 .03 Spelling-vaardigheidsscore .08 .04 .14 AKT-totaal aantal goed .18 .41 .25 RAN-gem. tijd .11 -.19 -.05 VAS-totaal aantal goed -.18 .18 -.03
ingevoerd. De keuze is gemaakt voor de EMT, omdat deze maat het lezen van bestaande woorden meet. Alle maten correleren en zijn significant. Er bestond een positief sterk verband tussen de lees- en spellingmaten en fonemisch bewustzijn en VAS. Er werd een negatief redelijk tot sterk verband gevonden tussen de lees- en spellingmaten en benoemsnelheid. Een betere prestatie op benoemsnelheid, VAS en fonemisch bewustzijn was gerelateerd aan een betere lees- en spellinguitkomst.
Tabel 8
Correlatiecoëfficiënten Tussen de Lees- en Spellingmaten en Cognitief Verklarende Factoren
Maat 1 2 3 4 5 6 1. EMT — 2. Klepel .88** — 3. Spelling .63** .72** — 4. VAS .55** .65** .62** — 5. AKT .55** .78** .73** .67** — 6. RAN -.57** -.54** -.40* -.46** -.43** — Noot. *p < .05, **p < .01.
Tabel 9 toont de uitkomsten van de regressieanalyses met de cognitief verklarende factoren als voorspellende waarden voor het lezen en spellen. In het regressiemodel werd EMT als afhankelijke variabele gebruikt en fonemisch bewustzijn, benoemsnelheid en visuele aandachtsspanne als onafhankelijke variabelen. Dit model bleek significant. Achtenveertig procent van de variantie werd verklaard door dit model. RAN bleek de enige significante voorspeller voor het lezen. Er werd een nieuw regressiemodel uitgevoerd zonder RAN. Dit regressiemodel met EMT als afhankelijke variabele en fonologisch bewustzijn en visuele aandachtsspanne als onafhankelijke variabelen was significant. Tweeëndertig procent van de variantie in het lezen kon verklaard worden door het model. Beide de predictoren bleken niet significant.
Het regressiemodel met spelling als afhankelijke variabele en AKT, RAN en VAS als onafhankelijke variabelen bleek significant. Drieënvijftig procent van de variantie werd verklaard door het model. AKT bleek de grootste voorspeller en was significant. Vervolgens werd een regressiemodel uitgevoerd spelling als afhankelijke variabele en AKT en VAS als
onafhankelijke variabelen. Dit model bleek significant. Vierenvijftig procent van de variantie werd verklaard door dit model. AKT was weer de sterkste predictor en bleek significant.
Tabel 9
Multipele Regressieresultaten voor de Voorspelling van Lees- en Spellingvaardigheid
Noot. N = 38.
*p < .05, **p < .01, ***p < .001.
Discussie
De vraag van dit onderzoek was tweeledig. Ten eerste was de vraag of er een verschil is tussen kinderen in de leeftijd van 9-13 jaar met en zonder dyslexie in het herkennen van niet-adjacente afhankelijkheden in een mini artificiële grammatica. De verwachting was dat de groep met dyslexie hierin meer moeite zou ondervinden dan de groep zonder dyslexie. Die verwachting was gebaseerd op modellen die impliciet leren als probleem van dyslexie zien (bijv. Nicolson & Fawcett, 2007). Daarnaast was dit gebaseerd op empirische studies die hebben aangetoond dat impliciet leren daadwerkelijk zwakker is bij baby’s, kinderen en volwassenen met (een genetisch risico voor) dyslexie in vergelijking tot een groep goede lezers (bijv. Kerkhoff et al., 2013; Lum et al., 2013). Ten tweede was de vraag of impliciet leren een mogelijke voorspeller kon zijn voor het lezen en spellen, naast de cognitief
verklarende factoren. Er werd een samenhang verwacht tussen de uitkomsten op het lezen en spellen en de impliciete leertaak. Wanneer de relatie bestond kon een mogelijk verband aangetoond worden tussen impliciet leren en lezen en spellen. Het bestaan van deze
samenhang tussen lezen en spelling en impliciet leren werd eerder aangetoond in empirisch
Leesvaardigheid Spellingvaardigheid
Model 1* Model 2* Model 3* Model 4*
Predictor Beta t Beta t Beta t Beta t
Constante - 4.555*** - 2.815** - 9.389*** - 19.875*** AKT .23 1.399 .33 1.823 .59 3.765** .58*** 3.863*** RAN -.49** -3.424** - - .02 .136 - - VAS .12 .721 .32 1.773 .23 1.436 .23 1.501 R2 .52 .36 .57 .57 F 12.51*** 9.87*** 14.78*** 22.80*** ∆R2 .48 .32 .53 .54
onderzoek (Arciuli & Simpson, 2012; Nigro, Jiménez- Fernández, Simpson & Defior, 2016; Sperling et al., 2004, Ise et al., 2012).
De eerste hoofdvraag, of er een verschil was tussen de groepen in het impliciet leren werd negatief beantwoord. Er bleek echter dat de groep als geheel de relatie niet had geleerd. In de controlegroep scoorden 12 kinderen (50%) boven kansniveau van 50%. In de
dyslexiegroep scoorden 6 kinderen (15,79%) boven kansniveau. Binnen de dyslexiegroep bleek geen van de kinderen de relatie te hebben geleerd, in de controlegroep was er een leerling met een maximale score en een leerling die rapporteerde de relatie te hebben geleerd. Concluderend kan op basis van de huidige resultaten de onderzoeksvraag niet beantwoord worden omdat beide groepen op kansniveau scoorden. In beide groepen werd de relatie niet geleerd. In een onderzoek met grotere groepen zou mogelijk wel een groepsverschil naar voren kunnen komen. Dit zou aansluiten bij diverse onderzoeken waar een impliciet leertekort wel werd gevonden (Kerkhoff et al., 2013; Lum et al., 2013).
De tweede hoofdvraag, of impliciet leren een mogelijke voorspeller is voor het lezen en/of spellen, kon eveneens niet worden onderzocht omdat de kinderen op kansniveau scoorden. Daarnaast is er geen verband gevonden tussen de NADL taak en de bekende
cognitieve maten. De vraag of er sprake was van een impliciet tekort kon daardoor niet verder onderzocht worden. De analyse van de bekende cognitieve maten is dus zonder NADL maat uitgevoerd. De modellen waarbij het lezen en spellen voorspeld kon worden op basis van de cognitief verklarende factoren bleken allen significant. Voor lezen bleek benoemsnelheid de grootste voorspeller. Dit is in lijn met onderzoek waarin is aangetoond dat snel serieel benoemen belangrijker wordt in de latere fase van de leesontwikkeling (van den Bos, Ruijssenaars & Spelberg, 2008). Fonologisch bewustzijn bleek de grootste voorspeller voor de spellingvaardigheid. Deze analyse van de bekende cognitieve maten toonde onderbouwing voor het bestaan van meerdere risicofactoren in de stoornis, waarbij een groot gedeelte van de variantie in het lezen en spellen niet verklaard kan worden door enkel een fonologisch tekort. Dit is in overeenstemming met literatuur waarbij uitgegaan wordt van meerdere
interacterende risicofactoren die de lees- en spellingproblemen kunnen verklaren (McGrath et al., 2011; Pennington, 2006; Pennington et al., 2012; Wolf & Bowers, 1999). Hieronder worden diverse kwesties behandeld als mogelijke verklaringen voor de nulresultaten.
De verschillen in designs en aangeboden stimuli in vergelijking tot bestaande
literatuur bieden een mogelijke verklaring voor het niet vinden van leereffecten. Een van die designkwesties is variabiliteit. De variabiliteit in elementen in het huidig onderzoek was groter dan in het onderzoek van Kerkhoff et al. (2016) (24 elementen tegenover 18
X-elementen). Een hogere mate aan variabiliteit zou moeten leiden tot een betere prestatie op de NADL-taak, omdat het leren van de niet-adjacente relaties in dat geval makkelijker is. De verschillen tussen aangeboden reeksen worden immers groter, terwijl het eerste en derde element gelijk blijven. Gómez (2002) toonde dit eerder aan in een experiment bij psychologie studenten. Het niet vinden van leereffecten bij een grotere mate aan variabiliteit was daardoor onverwacht. Meerdere onderzoeken toonden het leren van niet-adjacente relaties bij een hogere mate (24 X-elementen) van variabiliteit (bijv. Gómez, 2002; Gómez & Maye, 2005). De nulresultaten leken daarom niet het gevolg van deze variabiliteitskwestie.
Een gerelateerde vraag waarom design uitmaakt voor het patroon van bevindingen is het verschil in leerformat. Lum et al. (2013) toonden in een meta-analyse dat er evidentie is voor een impliciet leertekort bij kinderen met dyslexie op basis van een SRT-taak. In een SRT-taak werd participanten gevraagd een knop in te drukken, behorend bij een visuele stimulus op een scherm. Een leereffect trad op wanneer participanten een patroon ontdekten. Over het bestaan van dit patroon werden zij van tevoren niet ingelicht. Het leren van de relatie zou terug te zien zijn in het sneller drukken en een afname in reactietijd wanneer de stimuli weer in willekeurige volgorde aangeboden worden. Verschillen tussen kinderen worden zo beter zichtbaar, omdat duidelijker is wanneer iemand de relatie wel of niet geleerd heeft. In de NADL-taak zoals aangeboden in het huidig onderzoek trad een kleiner leereffect op, doordat de stimuli slechts auditief opgenomen dienden te worden. Er wordt momenteel
geëxperimenteerd met een NADL-taak waarbij participanten moeten drukken wanneer zij ‘rak’ en ’lut’ horen in reeksen waarbij rak en toef en sot en lut de niet-adjacente relaties zijn die geleerd moeten worden (de Bree & Verhagen, in prep.). De verwachting is dat kinderen steeds sneller zullen drukken wanneer ze de relatie geleerd hebben. Zo kan beter achterhaald worden of het impliciet gedeelte van de taak herkend wordt en wordt bovendien een
duidelijker verschil verwacht. Een dergelijk design om een groter leereffect te bereiken is een sterke aanbeveling voor volgend onderzoek en biedt eveneens een plausibele verklaring voor het nulresultaat in het huidig onderzoek.
Een andere mogelijkheid voor het gevonden nulresultaat zijn de aangeboden stimuli gedurende de testfase. Eerder onderzoek toonde het leren van niet-adjacente relaties met testitems gebaseerd op de training (Grunow et al., 2006; Hsu et al., 2014; Iao et al., 2017). Grunow et al. (2006) voegden in de testfase nieuwe X-elementen toe. Generalisatie vond plaats wanneer de participant items uit de familiarisatiefase kon vertalen naar nieuwe items in de testfase. Wanneer er sprake is van een procedureel tekort wordt verwacht dat deze nieuwe grammaticale keuzes moeilijk te maken zijn (Hsu & Bishop, 2010). Daarnaast wordt het
declaratief geheugensysteem meer bevraagd in een testsessie waarbij slechts items uit de testfase aangeboden worden, omdat daarbij gesteund wordt op eerder geleerde informatie. Bovendien wordt vanuit een fonologisch tekort verwacht dat kinderen met dyslexie minder goed in staat zijn om voorheen geleerde informatie te vertalen naar nieuwe informatie (van der Leij, 2003). Onderzoeken bij volwassenen en kinderen met dyslexie bevestigden deze verwachting doordat zij wel een groepsverschil vonden op een taak waarbij nieuwe middelste elementen werden toegevoegd aan de testfase (Nigro et al., 2016; Kerkhoff, de Bree & Wijnen 2016, in prep.). Dit zou kunnen betekenen dat volwassenen met dyslexie vooral problemen hebben met het leren van niet-adjacente afhankelijkheden wanneer zij deze informatie moeten generaliseren naar nieuwe informatie. In een volgend onderzoek zou een NADL taak herhaald moeten worden waarbij in de testfase generalisatie plaatsvindt naar nieuwe items en de variabiliteit aan X-elementen gelijk blijft.
Er zijn diverse tekortkomingen aan het huidig onderzoek. Door de kleine steekproef is er weinig statistische power, wat een mogelijke verklaring biedt voor de nulresultaten.
Mogelijk is impliciet leren wel aan te tonen in de controlegroep als er meer kinderen worden meegenomen. Daarnaast werd de keuze gemaakt om de groepen in te delen op basis van het wel of niet in bezit zijn van een dyslexieverklaring. Hierdoor ontstond een selectiebeperking. Bij twee leerlingen in de dyslexiegroep bleken de scores op technische leesvaardigheid namelijk hoger dan wat verwacht mag worden op de basis van een selectiecriterium voor hardnekkige problemen in het lezen (standaardscore <7). Door de kleine hoeveelheid kinderen die meegenomen werd, kon in het huidig onderzoek deze beperking niet omzeild worden. Een sterke aanbeveling voor volgend onderzoek is om een NADL taak te herhalen bij de huidige populatie leerlingen, met een grotere groep en op basis van meer inclusiecriteria.
De hoofdvraag van het huidig onderzoek, of impliciet leren een mogelijke voorspeller vormt voor het lezen en/of spellen, kon niet onderzocht worden omdat de groepen op
kansniveau scoorden. De huidige taak toonde voor beide groepen geen impliciet leren. Dit wordt mogelijk verklaard doordat er tijdens de familiarisatiefase geen aandacht besteed werd aan de stimuli en omdat er geen generalisatie naar nieuwe items plaatsvond in de testfase. Onderzoek op het gebied van impliciet leren bij dyslectici laat tot op heden
tegenstrijdige resultaten zien. De vraag of impliciet leren een mogelijk risicofactor vormt voor de stoornis blijft daarmee open en de noodzaak voor verder onderzoek blijft bestaan.
Onderzoek met een grotere groep participanten, een ander leerformat en inachtneming van bovenstaande tekortkomingen is een sterke aanbeveling om meer zekerheid te krijgen over de gevonden resultaten. De onduidelijkheid die nog steeds bestaat over de onderliggende
tekorten binnen de stoornis hebben gevolgen voor de praktijk, waardoor de noodzaak voor verder onderzoek naar de onderliggende tekorten wordt versterkt.
Literatuur
Arciuli, J., & Simpson, I. C. (2012). Statistical learning is related to reading ability in children and adults. Cognitive science, 36(2), 286-304. doi:10.1111/j.1551-6709.2011.01200.x Bishop, D. V. M., & Snowling, M. J. (2004). Developmental dyslexia and specific language
impairment: Same or different? Psychological Bulletin, 130, 858–886. doi:10.1037/0033-2909.130.6.858
Blomert, L. (2013). Nieuwe evidentie ten behoeve van Protocol Dyslexie Diagnostiek en Behandeling 2.0. Nieuw rapport op basis van CVZ project nr.: 608/001/2005. Bosse, M. L., Tainturier, M. J., & Valdois, S. (2007). Developmental dyslexia: The visual
attention span deficit hypothesis. Cognition, 104(2), 198-230. doi:https://doi.org/10.1016/j.cognition.2006.05.009
Bosse, M. L., & Valdois, S. (2009). Influence of the visual attention span on child reading performance: a cross‐sectional study. Journal of Research in Reading, 32(2), 230-253. Bruck, M. (1992). Persistence of dyslexics' phonological awareness deficits. Developmental
psychology, 28(5), 874.
Brus, B. Th., & Voeten, M. J. M. (1997). Eén-minuut-test. Vorm B. Nijmegen: Berkhout Testmateriaal.
de Bree, E., Rispens, J., & Gerrits, E. (2007). Non‐word repetition in Dutch children with (a risk of) dyslexia and SLI. Clinical Linguistics & Phonetics, 21(11-12), 935-944. doi:10.1080/02699200701576892
de Bree, E., Wijnen, F., & Gerrits, E. (2010). Non‐word repetition and literacy in Dutch children at‐risk of dyslexia and children with SLI: results of the follow‐up study. Dyslexia, 16(1), 36-44. doi:10.1002/dys.395
de Jong, P. F., & van der Leij, A. (2003). Developmental changes in the manifestation of a phonological deficit in dyslexic children learning to read a regular orthography. Journal of Educational Psychology, 95(1), 22-40. doi:10.1037/0022-0663.95.1.22 Castles, A., & Coltheart, M. (2004). Is there a causal link from phonological awareness to
success in learning to read? Cognition, 91(1), 77-111.
Castles, A., & Friedmann, N. (2014). Developmental dyslexia and the phonological deficit hypothesis. Mind & Language, 29(3), 270-285. doi:10.1111/mila.12050
Catts, H. W., Hu, C-F., Larrivee, L. & Swank, L. (1994). Early identification of reading disabilities in children with speech-language impairments. Specific language impairments in children, 145-160.
Cito (2010). Leerlingvolgsysteem Spelling voor groep 3 tot en met 8. Arnhem: Cito.
Cleeremans, A., Destrebecqz, A., & Boyer, M. (1998). Implicit learning: News from the front. Trends in cognitive sciences, 2(10), 406-416.
Craig, B., McCabe, G. P., & Moore, D. S. (2009). Introduction to the practice of statistics. Uitgeverij: W.H.Freeman & Co Ltd.
Denckla, M. B., & Rudel, R. (1974). Rapid “automatized” naming of pictured objects, colors, letters and numbers by normal children. Cortex, 10(2), 186-202.
doi:https://doi.org/10.1016/S0010-9452(74)80009-2
Ehri, L. C., Nunes, S. R., Stahl, S. A., & Willows, D. M. (2001). Systematic phonics instruction helps students learn to read: Evidence from the National Reading Panel's meta-analysis. Review of Educational Research, 71, 393-447.
Evers, A., Egberink, I. J. L., Braak, M. S. L., Frima, R. M., Vermeulen, C. S. M., & van Vliet-Mulder, J. C. (2009). COTAN Documentatie. Amsterdam: Boom test uitgevers.
Fawcett, A. J., & Nicolson, R. I. (1995). Persistent deficits in motor skill of children with dyslexia. Journal of Motor Behavior, 27(3), 235-240.
Gombert, J. E. (2003). Implicit and explicit learning to read: Implication as for subtypes of dyslexia. Current Psychology Letters: Behaviour, Brain & Cognition, 10(1).
Gómez, R. L. (2002). Variability and detection of invariant structure. Psychological Science, 13(5), 431-436.
Gómez, R., & Maye, J. (2005). The developmental trajectory of nonadjacent dependency learning. Infancy, 7(2), 183-206.
Grunow, H., Spaulding, T. J., Gómez, R. L. & Plante, E. (2006). The effects of variation on learning word order rules by adults with and without language-based learning disabilities. Journal of Communication Disorders, 39, 158-70.
Hsu, H. J. & Bishop, D. V. (2010). Grammatical difficulties in children with specific language impairment: Is learning deficient? Human Development, 53(5), 264-277. Hsu, H. J., Tomblin, J. B., & Christiansen, M. H. (2014). Impaired statistical learning of
non-adjacent dependencies in adolescents with specific language impairment. Frontiers in psychology, 5, 175. doi:10.3389/fpsyg.2014.00175
Hulme, C., Hatcher, P., Nation, K., Brown, A., Adams, J., & Stuart, G. (2002). Phoneme awareness is a better predictor of early reading skill than onset-rime awareness. Journal of Experimental Child Psychology, 82, 2-28. doi:10.1006/jecp.2002.2670
