Voorspellers van Begrijpend Lezen in het Basisonderwijs
Masterscriptie Orthopedagogiek
Graduate School of Child Development and Education Student: Daniëlle van Mierlo, 10673709 Scriptiebegeleider: Dr. Elise de Bree
Tweede beoordelaar: Dr. Madelon van den Boer
Abstract
The underlying skills of reading comprehension were investigated in a sample of 150 Dutch primary school students from groups 4, 5 and 6. The current study investigated whether age, technical reading and reading motivation, divided into intrinsic-, extrinsic-, and instrumental reading
motivation, predicted reading comprehension with the shortened Cloze task as an innovative
instrument for reading comprehension. Reading comprehension and reading motivation were tested in a class setting, all other tasks were tested individually. A multiple regression analysis showed that technical reading and receptive vocabulary were significant predictors of reading comprehension. Reading motivation and age omitted in the final regression model. In contrast to the expectations, only extrinsic- and instrumental reading motivation were significant predictors of reading comprehension. The shortened Cloze task can be used as a reliable instrument for reading comprehension in the primary school, but it is important to use another instrument for reading comprehension next to the Cloze task. The variance in reading comprehension is not fully explained by technical reading, receptive vocabulary and reading motivation. So it is important to gain more insight into what
skills/factors have a positive influence on reading comprehension, because students need good reading comprehension skills to get the support they need for their development.
Keywords: reading comprehension, age, technical reading, receptive vocabulary, reading motivation, shortened Cloze task
Samenvatting
De onderliggende vaardigheden van leesbegrip werden onderzocht bij 150 basisschoolleerlingen uit de groepen 4, 5 en 6. Middels de verkorte Cloze-taak als vernieuwend meetinstrument voor
leesbegrip werd onderzocht in hoeverre leeftijd, technisch lezen, receptieve woordenschat en
leesmotivatie, onderverdeeld in intrinsieke-, extrinsieke-, en instrumentele leesmotivatie, van invloed zijn op leesbegrip. Begrijpend lezen en de leesmotivatie waren klassikaal afgenomen, en de overige taken individueel. In het definitieve regressiemodel waren technisch lezen en receptieve woordenschat de significante voorspellers voor leesbegrip en leesmotivatie en leeftijd bleven achterwege. Slechts extrinsieke- en instrumentele leesmotivatie waren significante voorspellers voor leesbegrip. Deze studie toonde aan dat de verkorte Cloze-taak als betrouwbaar toetsinstrument voor leesbegrip kan worden gehanteerd bij basisschoolleerlingen mits er een ander toetsinstrument naast wordt gebruikt. Technisch lezen en receptieve woordenschat verklaarden niet volledig de variantie in leesbegrip. Hierdoor is het van belang meer inzicht te verkrijgen in welke vaardigheden/factoren een positieve invloed hebben op leesbegrip. Leerlingen hebben immers goede leesbegripsvaardigheden nodig zodat ze zich verder kunnen ontwikkelen.
Sleutelwoorden: begrijpend lezen, leeftijd, technisch lezen, receptieve woordenschat, leesmotivatie, verkorte Cloze-taak
Voorspellers van Begrijpend Lezen in het Basisonderwijs
Het begrijpen van geschreven teksten, leesbegrip, is van groot belang voor het academisch succes van leerlingen (OECD, 2001). Leerlingen moeten de lesstof grotendeels lezend tot zich nemen en begrijpen. Leesbegrip is tevens van belang voor het dagelijks leven onder andere bij het lezen van bronnen zoals internet, sms-berichten en kranten (Van den Broek, Kendeou, Lousberg, & Visser, 2011). Bij sommige leerlingen verloopt de leesontwikkeling niet soepel en ervaren leerlingen moeilijkheden met het begrijpen van teksten (Biggs, Homan, Dedrick, Minick, & Rasinski, 2008). Dergelijke problemen in de leesontwikkeling kunnen zorgen voor een gevoel van falen (Biggs, et al., 2008). Hierdoor kunnen leerlingen minder gemotiveerd zijn om deel te nemen aan klassikale
leesoefeningen (Hall, 2010). Bovenstaande illustreert het belang van het ontwikkelen van leesbegrip, zodat leerlingen hetgeen zij lezen kunnen begrijpen. Het is essentieel dat er meer inzicht verkregen wordt in de factoren die een positieve bijdrage leveren aan leesbegrip. In de huidige studie wordt beoogd meer inzicht te verkrijgen in welke (niet-)cognitieve factoren bijdragen aan leesbegrip bij kinderen in het reguliere basisonderwijs, zodat onderwijsinstellingen kennis hierover in de praktijk kunnen toepassen.
Het niveau van leesbegrip is afhankelijk van de mate waarin leerlingen al dan niet in staat zijn om een situatiemodel te vormen (Van den Broek et al., 2011). Vanuit de cognitief-psychologische visie is een situatiemodel een mentale representatie die tijdens het leesproces wordt gevormd en gaandeweg wordt bijgesteld met nieuwe informatie die wordt gelezen (Van den Broek, et al., 2011). Vaardigheden die hierbij een rol spelen zijn onder andere het langetermijngeheugen, het
werkgeheugen, het kunnen maken van inferenties, raadplegen van achtergrondkennis en de
tekstaanpak (Zwaan, Langston, & Graesser, 1995a; Zwaan, Magliano, & Graesser, 1995b). Tijdens het leesproces zouden leerlingen zich voortdurend moeten afvragen of de informatie die zij lezen zinvol is en of dit eerder gelezen informatie tegenspreekt (Cain, Oakhill, & Bryant, 2004; Eme, Puustinen, & Coutelet, 2006; Rubman & Waters, 2000; Zinar, 2000). Leerlingen met een zwak ontwikkeld leesbegrip kunnen inconsistenties binnen een tekst lastig ontdekken (Cain, et al., 2004). Als gevolge van een beperkte werkgeheugencapaciteit blijkt dat deze leerlingen moeite hebben met het construeren van een uitgewerkt situatiemodel indien zij globale inferenties moeten maken (Van der Schoot, Reijntjes, & van Lieshout, 2012). Globale inferenties omvat het leggen van verbanden tussen alle zinnen binnen een tekst (Kintsch, & Rawson, 2005). Zij kunnen wel hun situatiemodel adequaat aanpassen indien er lokale inferenties, het leggen van verbanden tussen achtereenvolgende zinnen (Kintsch, & Rawson, 2005), gemaakt moeten worden (Van der Schoot, et al., 2012). Met andere woorden, het aanpassen van het situatiemodel bij het lezen van inconsistenties is van groot belang voor het ontwikkelen van leesbegrip.
Om een adequaat situatiemodel te construeren dient een leerling allereerst te voldoen aan de ‘voorwaarden’ voor leesbegrip, de zogeheten deelvaardigheden van leesbegrip. De ‘Simple View of Reading’ (Hoover, & Gough, 1990) richt zich op de deelvaardigheden die een rol spelen bij
leesbegrip. Deze theorie veronderstelt dat leesbegrip het product is van
woordherkenningsvaardigheden zoals fonologisch bewustzijn, letterkennis en decoderen, en taal- (luister)begripsvaardigheden zoals woordenschat, taalkennis en verbaal redeneren (Hoover, & Gough, 1990). Een leerling dient over beide vaardigheden te beschikken. Volgens de Simple View of Reading is het niet mogelijk om adequaat leesbegrip te ontwikkelen als een leerling slechts over één
vaardigheidsgroep beschikt (Hoover, & Gough, 1990). Aangezien problemen met leesbegrip worden gedefinieerd als een zwak ontwikkeld leesbegrip in aanwezigheid van het nauwkeurig kunnen lezen van teksten (Hulme, & Snowling, 2009), moeten tekorten in leesbegrip volgens de Simple View of Reading zich bevinden in de taal- (luister)begripsvaardigheden, waaronder de woordenschatkennis (Hoover, & Gough, 1990).
Bij de leesontwikkeling van leerlingen is het aantal woorden dat zij kennen, de
woordenschatcapaciteit, van belang (Schaerlaekens, 2009). De woordenschatcapaciteit maakt onderdeel uit van de taal-(luister)begripsvaardigheden (Hoover, & Gough, 1990). De
woordenschatcapaciteit blijkt een positieve invloed te hebben op de begrijpend leesuitkomsten (Biemiller, 2003; Muter, Hulme, Snowling, & Stevenson, 2004; Ouellette, 2006). Hoe groter de woordenschat, des te gemakkelijker het is om een tekst te lezen en te begrijpen (Nation, & Snowling, 2004). Om een tekst redelijk goed te kunnen begrijpen, moet een leerling ongeveer 85% van de woorden uit de tekst kennen (Nation, & Snowling, 2004). Dit sluit aan bij onderzoek van Muter et al. (2004). Zij hebben aangetoond dat decodeervaardigheden, woordenschatkennis en grammaticale vaardigheden op 4;9-jarige leeftijd voorspellers zijn voor leesbegrip op 6;9-jarige leeftijd. Daarnaast kan er een onderscheid worden gemaakt tussen de breedte- en de diepte van woordenschatkennis (Ouellette, 2006). De breedte van woordenschatkennis omvat het opslaan van woorden in het
geheugen en de diepte van woordenschatkennis het aantal semantische representaties in het geheugen (Ouellette, 2006). Het blijkt dat de diepte van woordenschatkennis leesbegrip bij leerlingen uit groep 6 voorspelt (Ouellette, 2006). Woordenschatkennis voorspelt slechts in groep 8 (grade 6) leesbegrip, maar niet in groep 3 (grade 1) (Ouellette, & Beers, 2009). Daarnaast blijkt de samenhang tussen woordenschat en begrijpend lezen gedurende de basisschool toe te nemen, waarbij het
leesbegripsniveau de woordenschatkennis positief beïnvloedt en andersom (Cain, Oakhill, & Lemmon, 2004; Jong, & van der Leij, 2002; Verhoeven, & van Leeuwe, 2008). Het blijkt dat leerlingen met een zwak ontwikkeld leesbegrip beschikken over een slechtere woordenschatkennis in vergelijking met leerlingen met een leeftijdsadequaat ontwikkeld leesbegrip (Catts, Adlof, & Ellis Weismer, 2006). Kortom, de woordenschatcapaciteit is een belangrijke voorspeller van leesbegrip, en daarbij beïnvloeden ze elkaar positief.
In tegenstelling tot een toename in de relatie tussen woordenschat en leesbegrip naarmate de schooljaren vorderen, is er sprake van een afname in de relatie tussen decoderingsvaardigheden en leesbegrip (Gough, Hoover, & Petersen, 1996). De mentale verwerkingscapaciteit van een individu is beperkt, waardoor de aandacht in technisch lezen in het begin van het leesonderwijs ten koste gaat van
leesbegrip (Perfetti, 1985). Naarmate het technisch lezen efficiënter verloopt, blijft er meer capaciteit over om de aandacht te richten op het begrijpen van een tekst (Smits & Braams, 2006). Vanaf grade 3, groep 5, verloopt het technisch lezen steeds vloeiender aangezien de woordherkenning meer vloeiend verloopt (Kendeou, Van den Broek, White & Lynch, 2009b). Vanaf grade 3 – groep 5, loopt de relatieve bijdrage van technisch lezen in leesbegrip terug naar 30%, terwijl de relatieve bijdrage van taalbegrip oploopt naar 65% (Adlof, Catts, & Lee, 2010).
De vaardigheden technisch lezen en taalbegrip blijken voor een groot gedeelte de variantie in leesbegrip te verklaren. Echter verklaren deze vaardigheden geen 100% van de variantie (Tilstra, McMaster, Van den Broek, Kendeou, & Rapp, 2009; Curtis, 1980; Jackson & McClelland, 1979; Palmer, MacLeod, Hunt, & Davidson, 1985; Singer & Crouse, 1981; Stanovich, Cunningham, & Feeman, 1984; Stanovich, Nathan, & Vala-Rossi, 1986; Muter et al., 2004). In de eerste jaren van de basisschool, grade 1 en 2 – groep 3 en 4, blijkt technisch lezen (55%) de meeste variantie in leesbegrip te verklaren (Tilstra et al., 2009). Terwijl bij de overgang naar het voortgezet onderwijs de meeste variantie in leesbegrip door taalbegrip wordt verklaard, klas 1: 48%, en klas 3: 38%.
Woordherkennings- en taalbegripsvaardigheden blijken gezamenlijk 86% van de variantie van leesbegrip verklaren bij leerlingen van 4;9 tot 6;9 jaar (Muter et al., 2004). Met andere woorden, de variantie in leesbegrip wordt niet volledig verklaard door woordherkennings- en
taalbegripsvaardigheden. Hierdoor dienen er andere factoren naast de genoemde vaardigheden van invloed te zijn op leesbegrip.
Een mogelijk andere factor die van invloed is op leesbegrip, is de leesmotivatie van leerlingen. Leesmotivatie blijkt van invloed te zijn op leesbegrip (Guthrie, Wigfield, Metsala, & Cox, 1999; Van Elsäcker, 2002). Het blijkt namelijk dat jonge kinderen, 5 – 10 jaar, die plezier beleven aan lezen, een meer leeftijdsadequaat leesbegrip ontwikkelen dan kinderen die geen plezier beleven aan lezen (Morgan, & Fuchs, 2007). Daarnaast blijkt leesmotivatie nauw samen te hangen met
woordenschatkennis (Cain, Oakhill, & Elbro, 2003). Leerlingen die moeite hebben met begrijpend lezen blijken namelijk ook moeite te hebben met het afleiden van de betekenis van woorden uit de tekst, waardoor de leesmotivatie ook afneemt (Cain, et al., 2003). Tevens bestaat er een wederkerige relatie tussen leesmotivatie en begrijpend lezen, dus leesmotivatie beïnvloedt de leesbegripuitkomsten en vice versa (Morgan, & Fuchs, 2007).
Er zijn drie soorten leesmotivatie te onderscheiden, namelijk intrinsieke-, extrinsieke- en instrumentele motivatie (Tellegen, & Catsburg, 1987). Indien een leerling meer leest door middel van intrinsieke drijfveren (intrinsieke motivatie), is hij/zij meer geneigd om bij moeilijke tekstpassages actief de overbruggende kennis in het geheugen naar voren te halen dan wanneer er leesdoelen worden opgelegd (extrinsieke motivatie) (Cain, Oakhill, & Bryant, 2004; Oakhill, Hartt, & Samols, 2005). Instrumentele leesmotivatie, het lezen om informatie en kennis te vergaren over een bepaald
onderwerp, blijkt geen rol te spelen bij leesbegrip (Cain, et al., 2004; Oakhill, et al., 2005). Het blijkt dat leesdoelen en de bijbehorende leesmotivatie zorgen voor de regulatie tussen de verdeling van
aandacht en inspanning tijdens het leesproces via metacognitieve processen, vooral de
begripsmonitoring speelt hierbij een belangrijke rol (Cain, et al., 2004; Oakhill, et al., 2005). Door begripsmonitoring wordt er tijdens het leesproces bijgehouden of een tekst nog voldoende begrepen wordt (Ehrlich, Remond, & Tardieu, 1999). In tegenstelling tot wat uit eerdere onderzoeken naar voren kwam (Cain et al., 2004; Oakhill et al., 2005), blijkt intrinsieke leesmotivatie voor verhalende- en informatieve teksten niet samen te hangen met begrijpend lezen, maar juist extrinsieke
leesmotivatie (Guthrie et al., 2007). Kortom, er is reeds wel een samenhang gevonden tussen leesmotivatie en begrijpend lezen, maar er is nog geen eenduidigheid over welke vorm van
leesmotivatie van invloed is op leesbegrip. Binnen de huidige studie wordt beoogd om te onderzoeken in hoeverre intrinsieke-, extrinsieke- en instrumentele leesmotivatie een positieve bijdrage leveren aan leesbegrip.
Om leesbegrip adequaat te toetsen, is het van belang dat alle vaardigheden die een rol spelen bij leesbegrip worden getoetst (Cain & Oakhill, 2006). Een meetinstrument wat zich slechts richt op woord- en zinsbegrip is onvoldoende om leesbegrip van leerlingen te toetsen (Cain & Oakhill, 2006). Problemen met leesbegrip worden het meest zichtbaar bij meetinstrumenten waarbij verbanden gelegd moeten worden om tot het antwoord van een vraag te komen, dan bij meetinstrumenten waar het antwoord op een vraag letterlijk in de tekst is terug te vinden (Bowyer-Crane & Snowling, 2005). Volgens Bowyer-Crane en Snowling (2005) dient een meetinstrument voor leesbegrip een beroep te doen op inferentievaardigheden. Op deze manier wordt getoetst of een leerling een adequaat
situatiemodel kan construeren, doordat er verbanden gelegd dienen te worden om een tekst te kunnen begrijpen (Bowyer-Crane & Snowling, 2005).
De meest gebruikelijke manier om begrijpend lezen te toetsen is middels de toets Cito
Begrijpend lezen (Feenstra, Kamphuis, Kleintjes, & Krom, 2010). Cito Begrijpend Lezen betreft een schooltoets waar leesbegrip wordt getoetst middels inhoudelijke multiple-choice vragen over de tekst, zoals ‘wat is het onderwerp van de tekst’ en ‘met welk doel is de tekst geschreven’ (Feenstra et al., 2010). Door leesbegrip te toetsten middels multiple-choice vragen wordt er niet zozeer een beroep gedaan op de inferentievaardigheden aangezien de verschillende antwoordopties slechts vergeleken dienen te worden en er geen verbanden gelegd hoeven te worden (Cain, 2010). Cloze-taken doen wel een beroep op inferentievaardigheden (Gellert, & Elbro, 2012). Bij Cloze-taken worden enkele woorden systematisch uit een zin weggelaten, waar de lezer een vervangend toepasselijk woord uit drie mogelijke antwoordopties moet kiezen. Door het selectief weglaten van woorden wordt volgens Gellert en Elbro (2012) een beroep gedaan op inferentievaardigheden, omdat er verbanden gelegd dienen te worden tussen de informatie uit meerdere zinnen om tot het juiste antwoord te komen. Gellert en Elbro (2012) hebben onderzoek gedaan naar de betrouwbaarheid en validiteit van een verkorte versie van de Cloze-taak bij adolescenten. Hieruit blijkt dat de verkorte Cloze-taak een betrouwbaar en valide meetinstrument voor leesbegrip is. Er is sprake van een sterke samenhang (r = .84) tussen de Cloze-taak en een traditionele toets voor leesbegrip met multiple-choice vragen (Gellert,
& Elbro, 2012). In tegenstelling tot wat verschillende studies veronderstellen (Carlisle, & Rice, 2004; Keenan, Betjemann, & Olson, 2008; Nation, &Snowling, 1997), blijkt de Cloze-taak gevoelig te zijn voor integratie- en inferentievaardigheden, en in mindere mate voor decoderingsvaardigheden, woordenschat en zinsbegrip. Volgens Carlisle en Rice (2004), Keenan, et al. (2008), en Nation en Snowling (1997) zijn Cloze-taken juist gevoelig voor decoderingsvaardigheden en vaardigheden op woordniveau, en minder voor inferentie- en integratievaardigheden. Gellert en Elbro (2012) geven aan dat Cloze taken gevoeliger zijn voor het leestempo van leerlingen, wat afhankelijk is van de
decodeervaardigheden. Indien er werd gecontroleerd op de begripsaccuraatheid was er echter geen verschil geconstateerd in decoderingsvaardigheden tussen Cloze-taken en multiple-choice toetsen (Gellert, & Elbro, 2012). Het blijkt namelijk ook dat de relatie tussen vloeiend lezen en leesbegrip van grade 1 (groep 3) tot grade 3 (groep 5) toeneemt (Language and Reading Research Consortium, 2015a). De verkorte Cloze-taak voor leesbegrip kan als betrouwbaar meetinstrument worden aangeduid bij het meten van leesbegrip van adolescenten (Gellert, & Elbro, 2012). Er is reeds nog geen onderzoek met de verkorte Cloze-taak uitgevoerd bij jonge kinderen. Hierdoor richt de huidige studie zich op leerlingen uit de groepen 4, 5 en 6 binnen het basisonderwijs met de verkorte Cloze-taak als meetinstrument voor leesbegrip.
Huidige studie
In de huidige studie wordt beoogd om met de verkorte Cloze-taak als vernieuwend meetinstrument voor leesbegrip meer inzicht te verkrijgen in de onderliggende vaardigheden van leesbegrip van basisschoolleerlingen uit de groepen 4, 5 en 6. Veel onderzoeken zijn uitgevoerd in het buitenland en richtten zich niet op de Nederlandse leesontwikkeling. Deze studie zal dit wel doen. De eerste hypothese van het onderzoek heeft betrekking op de toetsing van de ‘Simple View of Reading’. Er is reeds empirisch bewezen dat voornamelijk technisch lezen en woordenschat van invloed zijn op het leesbegrip (Muter et al., 2004; Gough et al., 1996), en elkaar wederzijds beïnvloeden (Cain et al., 2004). Mede door invloed van technisch lezen, woordenschat op leesbegrip bij buitenlandse
leerlingen, wordt verwacht dat technisch lezen en de woordenschatcapaciteit ook voor de Nederlandse leesontwikkeling belangrijke voorspellers zijn voor leesbegrip. Gezien het feit dat de samenhang tussen de woordenschatcapaciteit en het leesbegrip toeneemt naarmate een leerling ouder wordt en de samenhang tussen technisch lezen en leesbegrip afneemt (Tilstra et al., 2009; Gough et al., 1996; Kendeou et al., 2009b; Adlof et al., 2010), wordt bij de basisschoolleerlingen van de groepen 4, 5 en 6 eveneens verwacht dat de invloed van technisch lezen op leesbegrip afneemt per opeenvolgend schooljaar en de invloed van woordenschat op leesbegrip toeneemt. De relatie tussen de woordenschatcapaciteit en leesbegrip kan worden beïnvloed door de tweetaligheid van de participanten (Leseman & van Tuijl, 2005). Het is goed denkbaar dat de woordenschatcapaciteit kleiner is bij tweetalige participanten, zodat deze participanten meer moeilijkheden kunnen ondervinden bij de leesbegriptaak. De derde hypothese heeft betrekking op een mogelijke niet-cognitieve factor die van invloed is op leesbegrip, aangezien technisch lezen en woordenschat niet
100% variantie in leesbegrip verklaren (Tilstra et al., 2009; Curtis, 1980; Jackson & McClelland, 1979; Palmer, MacLeod, Hunt, & Davidson, 1985; Singer & Crouse, 1981; Stanovich, et al., 1984; Stanovich, et al., 1986; Muter et al., 2004). Het blijkt dat leesmotivatie van invloed is op leesbegrip (Guthrie et al., 1999; Van Elsäcker, 2002). Hierdoor wordt verwacht dat leesmotivatie een belangrijke voorspeller is van leesbegrip. Aangezien er nog geen eenduidigheid bestaat over de invloed van de verschillende vormen van leesmotivatie (intrinsieke-, extrinsieke- en/of instrumentele leesmotivatie) op leesbegrip, wordt beoogd hier meer inzicht in te verkrijgen. Daarnaast blijkt leesmotivatie nauw samen te hangen met woordenschatkennis (Cain et al., 2003). Hierdoor heeft de vierde hypothese betrekking op leesmotivatie als eventuele mediator in de relatie tussen receptieve woordenschat en leesbegrip, waarbij wordt onderzocht of de invloed van receptieve woordenschat via leesmotivatie leesbegrip beïnvloedt. Leerlingen die moeite hebben met leesbegrip blijken namelijk ook moeite te hebben met het afleiden van de betekenis van woorden uit de tekst, waardoor de leesmotivatie ook afneemt (Cain et al., 2003). Er wordt verwacht dat leesmotivatie de relatie tussen receptieve woordenschat en leesbegrip medieert.
Methode Deelnemers
Aan de huidige studie hebben basisschoolleerlingen (N = 150) uit groep 4 (n = 50), groep 5 (n = 50) en groep 6 (n = 50) van verschillende basisscholen uit de Randstad deelgenomen. De steekproef bestond het merendeel uit meisjes (60%). De gemiddelde leeftijd van de totale steekproef bedroeg 8.99 jaar (SD=11.5 maanden). Aangezien de tweetaligheid van invloed kan zijn op leesbegrip, was de thuistaal van de participanten bevraagd. Van de tweetalige participanten (N=51) sprak het merendeel het liefst de Nederlandse taal thuis (N=35, 69%) ten opzichte van de participanten die liever een andere taal thuis spraken (N=16, 31%). Gezien het merendeel van de participanten thuis Nederlands sprak en tevens het merendeel van de tweetalige participanten het liefst Nederlandse thuis sprak, kon ervan uit worden gegaan dat de Nederlandse taal geen belemmering vormt voor de participanten op de leesbegripstaak.
Naast de gegevens over de thuistaal van de participanten, waren de gegevens met betrekking tot dyslexie van belang om eventuele bevindingen te kunnen verklaren. Het bleek dat het merendeel van de participanten geen een op taal gebaseerd probleem zoals dyslexie ervoer (96%). Om een totaalbeeld te verkrijgen van de steekproef, waren gegevens met betrekking tot het blijven zitten en/of het
overslaan van een klas meegenomen in het onderzoek. Het merendeel van de participanten was niet blijven zitten in een klas (84%) en had ook geen klas overgeslagen (96%).
In tabel 1 is de participanteninformatie weergeven met betrekking tot geslacht, leeftijd, thuistaal en dyslexie per leerjaar.
Materialen
Technisch lezen Technisch lezen werd gemeten aan de hand van twee gestandaardiseerde meetinstrumenten, de Eén-Minuut-Test (EMT) (Brus, & Voeten, 1973) en de Klepel (Van den Bos,
Lutje Spelberg, Scheepstra, & de Vries, 1994). De ruwe scores van beide meetinstrumenten werden gesommeerd tot een totaalscore.
De EMT (Brus & Voeten, 1973) bestaat uit een lijst met 116 betekenisvolle woorden, waar de respondenten de taak krijgen om zoveel mogelijk woorden te lezen binnen een minuut. De EMT kent een vorm A en B. In de huidige studie werd vorm B gebruikt. De ruwe score bedroeg het aantal correct gelezen woorden, waarbij de maximale score van de EMT gelijk is aan 116, en de minimum score aan 0. De interne consistentie van de EMT bedraagt r = .90, range .76 (groep 8) tot .96 (groep 6) (Van den Bos, et al., 1994).
De Klepel (Van den Bos, et al., 1994) bestaat uit een lijst met 116 pseudowoorden, waar de respondenten de taak krijgen zoveel mogelijk woorden te lezen binnen twee minuten. De Klepel kent een vorm A en B. In de huidige studie werd vorm B gebruikt. De ruwe score bedroeg het aantal correct gelezen woorden, waarbij de maximale score van de Klepel gelijk is aan 116, en de minimum score aan 0. De interne consistentie van de Klepel bedraagt r = .92, range .89 (groep 6) tot .95 (groep 5) (Van den Bos, et al., 1994).
Woordenschat Receptieve woordenschatkennis werd gemeten aan de hand van de Nederlandse versie van de Peabody Picture Vocabulary Test (PPVT-NL) (Schlichting, 2005). De toets bevat 204 items, welke verdeeld zijn over 18 sets. De PPVT kent een instapset, bepaald door de leeftijd van een leerling, een startset, de eerste set waarbij een leerling niet meer dan 4 fouten maakt en een afbreekset, de set waarin een leerling 9 of meer fouten maakt. Ieder item werd mondeling aangeboden, waarna de respondent uit de vier afbeeldingen de juist bijbehorende afbeelding moest kiezen. Een voorbeelditem van de PPVT is: ‘Wat is pelikaan?’. In de huidige studie werd de ruwe score gebruikt, aantal items correct, waarbij de maximale score van de PPVT gelijk is aan 204, en de minimumscore aan 0 (Schlichting, 2005). De Cronbach’s alfa gerapporteerd voor de Engelse versie van PPVT, waar de Nederlandse versie op is gebaseerd, is α = .95 (Luk & Bialystok, 2013).
Leesmotivatie Leesmotivatie werd gemeten middels een zelfrapportagevragenlijst van de Universiteit van Amsterdam, welke gebaseerd is op Reading Enjoyment Questionaire (Chiu, & McBride-Chang, 2006). De leesmotivatievragenlijst bevat 12 items, waarbij de items zijn verdeeld over drie schalen: intrinsieke leesmotivatie (vijf items), extrinsieke leesmotivatie (vijf items), en instrumentele leesmotivatie (2 items). In de bijlage is de exacte verdeling van de items over de schalen weergegeven. Een voorbeelditem binnen de schaal ‘extrinsieke motivatie’ is: ‘Ik lees alleen als dat
moet’, met vier antwoordopties; helemaal mee eens, mee eens, niet mee eens, helemaal niet mee eens’.
De itemscores werden gesommeerd, waarbij de maximale score van de leesmotivatievragenlijst gelijk is aan 48, en de minimumscore aan 12. De Cronbach’s alfa gerapporteerd voor de Reading Enjoyment Questionaire, waar de leesmotivatievragenlijst op gebaseerd is, is α = .73 (Chiu, & McBride-Chang, 2006).
Begrijpend lezen. De begrijpende leesvaardigheid werd gemeten aan de hand van de Cloze test Begrijpend lezen van de Universiteit van Amsterdam (Muijselaar), welke gebaseerd is op de
Cloze-taak van Gellert en Elbro (2012). De test bestaat uit 83 items, en heeft als doel om het niveau van tekstbegrip in kaart te brengen middels het weglaten van functie- (36 items) en inhoudswoorden (48 items), verdeeld over vijf informatieve teksten. Een voorbeelditem van de Cloze test Begrijpend lezen is: ‘Op de hele wereld (kopen / dragen / geven) mensen spijkerbroeken)’. De test is getimed (10 minuten), waarbij de respondenten de taak krijgen om het woord wat volgens hen het meest
toepasselijke woord is om de zin kloppend te maken, te omcirkelen. De test kent een maximale score van 83, en een minimumscore van 0 (Gellert & Elbro, 2013). De Cronbach’s alfa gerapporteerd voor de Cloze-taak van Gellert en Elbro (2013), waar de Nederlandse versie op gebaseerd is, is α = .92. Procedure
Het huidige onderzoek maakte onderdeel uit van een groter cross-sectioneel onderzoek naar begrijpend luisteren en -lezen. Van april 2015 tot en met juni 2015 werd de data verzameld door drie studentes van de Erasmus Universiteit en twee studentes van de Universiteit van Amsterdam. Werving van scholen en toetsen van kinderen vond plaats na goedkeuring van het onderzoek via de CED-groep op basis van de ethische richtlijnen van de Universiteit van Amsterdam. Werving van scholen vond plaats volgens een vast protocol. Ouders van deelnemende leerlingen werden geïnformeerd door middel van een standaardbrief. Aan de ethische richtlijnen omtrent vrijwilligheid en anonimiteit werd voldaan.
Om te zorgen voor een objectieve testafname, werden aan de UvA en de CED-groep
trainingsbijeenkomsten gehouden, waar de studenten werden getraind door de senior onderzoekster van de CED-groep (Rotterdam) en van de Universiteit van Amsterdam (Amsterdam). Elke testleider gebruikte tijdens de testafnames op de scholen gestandaardiseerde uitleg en procedures.
De verschillende gegevens van de leerlingen werden verzameld door middel van zowel
klassikale (3 keer) als individuele sessies (1 keer). Voor de huidige studie werden gegevens gehanteerd die zowel klassikaal (begrijpend lezen + leesmotivatie) als individueel (technisch lezen en receptieve woordenschat) waren verkregen.
Analyse
De verzamelde data werd verwerkt in SPSS (22.0). Binnen de huidige studie werd allereerst de normaliteit van de afzonderlijke variabelen onderzocht door middel van ‘skewness’ (scheefheid van de verdeling) en ‘kurtosis’ (‘gepiektheid’ van de verdeling). Een verdeling is normaal verdeeld bij waarden -1.0 < skewness/kurtosis < 1.0 (Agresti & Franklin, 2012). Daarnaast werd er een analyse uitgevoerd om na te gaan of er sprake is van extreme outliers binnen de variabelen. Hiervoor waren de scores op de variabelen omgezet in z-scores, dat wil zeggen indien de z-scores per variabele < -3.29 of > 3.29 zijn (Agresti & Franklin, 2012).
Om te onderzoeken of er sprake is van multicollineariteit (r ≥ .90), was allereerst een correlatieanalyse uitgevoerd met de mogelijk voorspellende variabelen van leesbegrip (Agresti & Franklin, 2012). Om de correlatiecoëfficiënten te interpreteren, was op basis van Agresti & Franklin (2012) de volgende richtlijn gehanteerd: .00 < r < .30: nauwelijks of geen correlatie, .30 < r < .50: lage
correlatie, .50 < r < .70: middelmatige correlatie, .70 < r < .90: hoge correlatie en .90 < r < 1.00: zeer hoge correlatie. Om na te gaan in hoeverre technisch lezen, receptieve woordenschat en leesmotivatie leesbegrip voorspellen, met leeftijd als controlevariabele was er een multiple regressieanalyse
uitgevoerd. In deze analyse was leesbegrip de afhankelijke variabele, en technisch lezen,
woordenschat en leesmotivatie de onafhankelijke variabelen. Er was ook apart gekeken welke vorm van leesmotivatie leesbegrip kon voorspellen. Ter toetsing van de ‘Simple View of Reading’ was er een multiple regressieanalyse per groepsniveau uitgevoerd om na te gaan of de invloed van technisch lezen en receptieve woordenschat op leesbegrip per groepsniveau verschoof. Om de verklaarde variantie te interpreteren, was op basis van Agresti en Franklin (2012) de volgende richtlijn gehanteerd: R² < .1: zeer zwakke voorspelling, .1 < R² < .25: zwakke voorspelling, .25 < R² < .5: matige voorspelling, .5 < R² < .75: sterke voorspelling, .75 < R² < .9: zeer sterke voorspelling, en R² > .9: uitzonderlijk sterke voorspelling.
Tevens was er middels een mediatieanalyse, onderzocht of leesmotivatie aangewezen kon worden als mediator in de relatie tussen receptieve woordenschat en leesbegrip. Hiervoor was het mediatiemodel van Baron & Kenny (1986) gehanteerd. Dit model bestaat uit drie stappen. In de huidige studie was tijdens de eerste stap onderzocht of receptieve woordenschat leesbegrip voorspelde. Vervolgens was tijdens de tweede stap onderzocht of receptieve woordenschat leesmotivatie
voorspelde. Om tot slot in de laatste stap van het model te onderzoeken of leesmotivatie aangewezen kon worden als mediator in de relatie tussen receptieve woordenschat en leesbegrip.
Resultaten
Bij benadering zijn alle variabelen normaal verdeeld (zie tabel 2). Er was sprake van één outlier binnen de variabele voor receptieve woordenschat (PPVT). Hierdoor bestond de totale
steekproefomvang, na verwijdering van de extreme outlier, uit 149 participanten (N=149). Er blijkt geen sprake te zijn multicollineariteit (r ≤ .90) tussen de mogelijke voorspellende variabelen, waardoor alle multiple regressieanalyses uitgevoerd kunnen worden (Tabel 3). In tabel 4 zijn de gemiddelde scores op Receptieve woordenschat, Technisch lezen (EMT + Klepel), Leesmotivatievragenlijst en de Cloze test Begrijpend Lezen per leerjaar en voor de gehele steekproefomvang weergeven.
Uit de correlatieanalyse tussen begrijpend lezen en de mogelijke voorspellers, met leeftijd als controlevariabele, blijkt begrijpend lezen significant te correleren met Leeftijd (r = .358, p < .01), Receptieve woordenschat (r =.461, p < .01), Leesmotivatie (r =.183, p < .05) en Technisch lezen (r = .254, p < .01). Er kan gesteld worden dat begrijpend lezen nauwelijks correleert met Leesmotivatie en Technisch lezen en matig correleert met Leeftijd en Receptieve woordenschat.
Om te onderzoeken in hoeverre leesbegrip kan worden voorspeld op grond van Leeftijd, Technisch lezen, Leesmotivatie en Receptieve woordenschat, is er een multiple regressieanalyse uitgevoerd (Tabel 5). Indien per variabele wordt gekeken naar de unieke invloed ervan op leesbegrip, is voor zowel model 1 met Leeftijd als voorspellende variabele F (1, 147) = 21.620, p < .01, model 2 met Technisch lezen extra eraan toegevoegd F (2, 146) = 63.022, p < .01, model 3 met Receptieve
woordenschat extra eraan toegevoegd F (3, 145) = 56.887, p < .01 als model 4 met Leesmotivatie extra eraan toegevoegd F (4, 144) = 42.443, p < .01, sprake van een significant regressiemodel. Alle regressiemodellen zijn bruikbaar om leesbegrip te voorspellen op grond van Leeftijd, Technisch lezen, Receptieve woordenschat en Leesmotivatie. Het regressiemodel waar alleen Leeftijd (R² = 12,8%) als voorspeller van leesbegrip is toegevoegd, verklaart minder variantie in leesbegrip dan de modellen waarin de cognitieve predictoren (Technisch lezen, Receptieve woordenschat en Leesmotivatie) zijn toegevoegd. De modellen waar Technisch lezen en Receptieve woordenschat als voorspellers zijn toegevoegd, vormen de sterkste modellen, waar model 3 met Technisch lezen en Receptieve woordenschat de meeste variantie verklaard (R² = 54.1%). In dit model blijkt Leeftijd geen significante voorspeller van leesbegrip te zijn. Indien Leesmotivatie naast Technisch lezen en
Receptieve woordenschat als voorspeller wordt toegevoegd, wordt er niet extra variantie in leesbegrip verklaard. Kortom, Technisch lezen en Receptieve woordenschat blijken de voornaamste significante voorspellers van leesbegrip.
Uit de multiple regressieanalyse komt naar voren dat Technisch lezen en Receptieve
woordenschat de belangrijkste voorspellers zijn en dat Leeftijd bijdraagt aan leesbegrip. De ‘Simple View of Reading’ veronderstelt ook dat Technisch lezen en Receptieve woordenschat bijdragen aan leesbegrip, maar dat het patroon van invloed van de unieke variabelen verandert over tijd. In de huidige studie is middels een multiple regressieanalyse gekeken of de invloed van Technisch lezen en Receptieve woordenschat daadwerkelijk verschuift per leerjaar (Tabel 7). Indien per leerjaar wordt gekeken naar de invloed van Technisch lezen en Receptieve woordenschat op leesbegrip, is voor zowel groep 4 F (2, 46) = 32.545, p < .001, groep 5 F (2, 47) = 14.932, p < .001 als groep 6 F (2, 47) = 9.551, p < .001, sprake van een significant regressiemodel. Voor alle groepen is het regressiemodel bruikbaar om leesbegrip te voorspellen op grond van Technisch lezen en Receptieve woordenschat. In groep 4 is er sprake van een sterke voorspelling: 58.6% van de variantie in leesbegrip kan voorspeld worden op grond van Technisch lezen en Receptieve woordenschat. Beide vaardigheden zijn significante voorspellers van leesbegrip. In groep 5 is er sprake van een matige voorspelling: 38.9% van de variantie in leesbegrip kan voorspeld worden op grond van Technisch lezen en Receptieve woordenschat. Beide vaardigheden zijn wederom significante voorspellers van leesbegrip. In groep 6 is er eveneens sprake van een matige voorspelling: 28.9% van de variantie in leesbegrip kan voorspeld worden op grond van Technisch lezen en Receptieve woordenschat. Het blijkt dat in groep 6 slechts Technisch lezen een significante voorspeller voor leesbegrip is, terwijl Receptieve woordenschat geen significante voorspeller meer is voor leesbegrip.
Daarnaast komt uit de multiple regressieanalyses naar voren dat Leesmotivatie in het algemeen geen extra variantie verklaard in leesbegrip, maar Leesmotivatie blijkt wel significant te correleren met leesbegrip. Hierdoor wordt er gekeken of de verschillende vormen van leesmotivatie variantie in leesbegrip kunnen verklaren. Om te onderzoeken in hoeverre de verschillende vormen van
om eerst te onderzoeken of de verschillende vormen van leesmotivatie met elkaar correleren. Hiervoor is wederom een correlatieanalyse uitgevoerd. Het blijkt dat intrinsieke leesmotivatie correleert met extrinsieke leesmotivatie (r = .498, p < .001) en instrumentele leesmotivatie (r = .498, p < .001), en extrinsieke motivatie onderling correleert met instrumentele leesmotivatie (r = .491, p < .001). Om te onderzoeken in hoeverre leesbegrip voorspeld kan worden op grond van intrinsieke-, extrinsieke-, en instrumentele leesmotivatie, is er multiple regressieanalyse uitgevoerd (Tabel 6). Er is sprake van een significant regressiemodel indien extrinsieke leesmotivatie F (1, 147) = 4.618, p < .05) en
instrumentele leesmotivatie F (1, 146) = 9.730, p < .01 zijn toegevoegd aan het model. Extrinsieke leesmotivatie verklaart voor 3.0% de variantie in leesbegrip, en instrumentele leesmotivatie voor 6,2%. Extrinsieke- en instrumentele leesmotivatie zijn significante voorspellers van begrijpend lezen, gemeten aan de hand van een Cloze-taak. Het regressiemodel waarin intrinsieke leesmotivatie is toegevoegd blijkt niet significant te zijn F (1, 144) = 1.058, p = .305. Intrinsieke leesmotivatie is geen significante voorspeller van begrijpend lezen.
Om te onderzoeken of Leesmotivatie aangewezen kan worden als mediator in de relatie tussen Receptieve woordenschat en Begrijpend lezen, is het van belang dat er wordt voldaan aan de
voorwaarden om een mediatieanalyse uit te voeren. Een voorwaarde is dat de variabelen onderling met elkaar dienen te correleren. Dit is echter niet het geval voor Receptieve woordenschat en
Leesmotivatie (r = .149, p = .069), dus kan de mediatieanalyse niet worden uitgevoerd. Discussie
In deze studie werd onderzocht welke vaardigheden van invloed zijn op de ontwikkeling van leesbegrip bij reguliere basisschoolleerlingen uit groep 4, 5 en 6. Het onderzoek bouwt verder op bestaande studies en is vernieuwend met de verkorte Cloze-taak als meetinstrument voor leesbegrip. Er werd beoogd meer inzicht te verkrijgen in hoeverre leeftijd, technisch lezen, receptieve
woordenschat en leesmotivatie, onderverdeeld in intrinsieke-, extrinsieke-, en instrumentele
leesmotivatie, van invloed zijn op leesbegrip. In het definitieve regressiemodel waren technisch lezen en receptieve woordenschat significante voorspellers van leesbegrip. De invloed van leesmotivatie en leeftijd bleef achterwege nadat was gecontroleerd op technisch lezen en receptieve woordenschat. In tegenstelling tot wat de Simple View of Reading (Hoover, & Gough, 1990) veronderstelt, blijft de technische leesmaat van invloed op leesbegrip naarmate de schooljaren vorderen. Verder waren slechts extrinsieke- en instrumentele leesmotivatie van invloed op leesbegrip. Technisch lezen, receptieve woordenschat en leesmotivatie kunnen gezamenlijk niet de volledige variantie in leesbegrip verklaren. Hierdoor dienen naast de genoemde cognitieve vaardigheden (technisch lezen en receptieve
woordenschat) en de niet-cognitieve factor (leesmotivatie) andere vaardigheden en factoren van invloed te zijn op leesbegrip.
Zoals verwacht blijken technisch lezen en de woordenschatcapaciteit het merendeel van de variantie in leesbegrip te verklaren. Om een situatiemodel te construeren, moet een beroep worden gedaan op de technische leesvaardigheid en taalbegripsvaardigheden, waar woordenschatkennis onder
valt (Kintsch, & Rawson, 2005; Zwaan, et al., 1995a; Zwaan, et al., 1995b). Daarnaast werd verwacht dat de invloed van de technische leesvaardigheid zou afnemen naarmate de schooljaren vorderen. Desalniettemin blijkt dat de technische leesmaat van invloed blijft op leesbegrip en er geen afname te zien is. Dit is in tegenstelling tot wat de Simple View of Reading veronderstelt (Hoover, & Gough, 1990). Binnen de huidige studie is technisch lezen gemeten aan de hand van getimed woorden-, en pseudowoorden lezen, waardoor een beroep is gedaan op de leesvloeiendheid van leerlingen. De invloed hiervan op leesbegrip komt overeen met eerdere studies (Language and Reading Research Consortium, 2015a; Gellert, & Elbro, 2012). Opvallend is dat in groep 6 technisch lezen de grootste bijdrage levert aan leesbegrip, wat tevens overeenkomt met eerdere studies (Chall, 1996; McMaster, Espin, & Van den Broek, 2014). Grade 4, groep 6, is een kritisch leerjaar voor leerlingen, omdat er een transitie gaande is van leren lezen naar lezen om te leren. Deze transitie vraagt adequate
decoderingsvaardigheden met behoud van leestempo en leesaccuratesse, oftewel leesvloeiendheid (Chall, 1996; McMaster, et al., 2014).
In de huidige studie is de relatie tussen leesbegrip en receptieve woordenschat aangetoond. Verwacht werd dat er een toename in de relatie te zien zou zijn, maar er is een afname zichtbaar. Dit is niet hetzelfde als in andere studies, waarin dezelfde woordenschatmaat werd getoetst (Ouellette, 2006; Tannenbaum, Torgesen, & Wagner, 2006; Protopapas, Sideresis, Mouzaki, & Simos, 2007). Mogelijk is het gebruik van de verkorte Cloze-taak een oorzaak van de verschillende bevindingen. Veelal werd leesbegrip gemeten door middel van multiple-choice testen (Tannenbaum et al., 2006; Protopapas, 2007) of door middel van een verbale respons op gestelde vragen na het lezen van een korte
tekstpassage (Ouellette, 2006). Wanneer begrijpend lezen middels verschillende meetinstrumenten in kaart wordt gebracht, zal leesbegrip van basisschoolleerlingen betrouwbaarder gemeten worden. Nation en Snowling (1997) hebben verschillende meetinstrumenten voor leesbegrip met elkaar vergeleken, zoals de Suffolk Reading Scale (Hagley, 1987) en de Neale Analysis of Reading Ability (Neale, 1989). De Suffolk Reading Scale is te vergelijken met een Cloze-taak waarbij woorden uit een zin zijn weggelaten en de respondent het meest toepasselijke woord moet omcirkelen (Hagley, 1987). De Neale Analyses of Reading Ability is een test waarbij een leerling hard een korte tekstpassage moet lezen, waarna er vragen over worden gesteld (Neale, 1989). Het blijkt dat scores op de Suffolk Reading Scale voornamelijk voorspeld werden door woordherkenning, en scores op de Neale
Analyses of Reading Ability door luisterbegrip, waar woordenschat onderdeel van uit maakt (Nation, & Snowling, 1997). Het blijkt dat de Cloze-taak, vergelijkbaar met de Sufolk Reading Scale,
voornamelijk een beroep doet op de woordherkenningsvaardigheden (leesaccuratesse) van leerlingen, en in mindere mate op luisterbegrip en dus ook in mindere mate op de woordenschatcapaciteit (Nation, & Snowling, 1997). Het gebruik van de context binnen het semantische kader, waar de
woordenschatcapaciteit onder valt, is van invloed op de leesaccuratesse (Nation, & Snowling, 1998). Semantische vaardigheden en leesbegrip zijn betere voorspellers voor het gebruik van de context dan decoderingsvaardigheden, waardoor het van belang is dat er bij een meetinstrument voor leesbegrip
een beroep moet worden gedaan op de woordenschatcapaciteit (Nation, & Snowling, 1998). Met andere woorden dient er naast het gebruik van de Cloze-taak nog een ander instrument te worden gebruikt om een beter inzicht te verkrijgen in de onderliggende vaardigheden die een rol spelen bij leesbegrip.
Een andere verklaring voor het verschil in bevindingen betreffende de relatie tussen de woordenschatkennis en leesbegrip zou gevonden kunnen worden in de meetpretentie van de woordenschattaak. In de huidige studie werd namelijk de breedte van de woordenschatkennis, het opslaan van woorden in het geheugen (Ouellette, 2006), gemeten. Echter blijkt de diepte van de woordenschat, het aantal semantische representaties in het geheugen, het leesbegrip van leerlingen te voorspellen (Ouellette, 2006). De respondenten hoefden de betekenis van de mondeling aangeboden woorden niet toe te lichten. Het blijkt dat leerlingen nieuwe woorden kunnen opslaan in het geheugen als de werkgeheugencapaciteit dit toe laat (Levelt, Roelofs, & Meyer, 1999). Zoals eerder vermeld blijkt de focus in de richting van groep 6 zich weer meer te richten op de technische leesvaardigheid gezien de transitie van het leren lezen naar het lezen om te leren (Chall, 1996; McMaster, et al., 2014). De mentale verwerkingscapaciteit, waar het werkgeheugen onderdeel van uitmaakt, blijkt beperkt te zijn (Perfetti, 1985). Hierdoor gaat de aandacht in technisch lezen ten koste van leesbegrip. Het blijkt dat de diepte van de woordenschatkennis minder afhankelijk is van decoderingsvaardigheden en een positieve invloed heeft op de visuele woordherkenning van leerlingen (Ouellette, 2006). Aangezien de woordherkenning vloeiender verloopt vanaf grade 3, groep 5 (Kendeou, et al., 2009b), is de diepte van de woordenschatkennis van groter belang voor de leesontwikkeling van leerlingen.
De bevindingen met betrekking tot de invloed van leesmotivatie in het algemeen op leesbegrip, komen niet overeen met eerdere studies (Guthrie et al., 1999; Van Elsäcker, 2002; Morgan, & Fuchs, 2007). Het blijkt dat leesmotivatie niet zozeer van invloed is op leesbegrip, maar dat de invloed van leesmotivatie op leesbegrip via metacognitieve kennis verloopt (Van Gelderen et al., 2004). Dit betreft de kennis over welke tekstaanpak het beste gehanteerd kan worden, gegeven de aard van de tekst, het leesdoel en de beschikbare tijd, (Van Gelderen et al., 2004). Tekstaanpak omvat het gebruik van effectieve leesstrategieën (Van Gelderen et al., 2004). Lezers met een leeftijdsadequaat ontwikkeld leesbegrip maken meer gebruik van effectieve leesstrategieën zoals vóór het lezen stil staan bij de titel van een tekst of aandacht besteden aan de sleutelpassages binnen een tekst, dan bij lezers met een minder goed ontwikkeld leesbegrip (Duke, & Pearson, 2002; Pressley, & Afflerbach, 1995). Het blijkt dat het toepassen van metacognitieve kennis bij lezers met leeftijdsadequaat ontwikkeld leesbegrip de sterkste voorspeller van leesbegrip is (Van Gelderen, et al., 2004). Het proces van het begrijpen van een tekst kan al eerder stagneren bij leerlingen met minder ontwikkeld leesbegrip (Van Gelderen et al., 2004). Hierdoor is het van belang om de metacognitieve kennis van leerlingen vroeg in kaart te brengen.
De bevindingen met betrekking tot de invloed van een bepaalde vorm van leesmotivatie (intrinsiek, extrinsiek of instrumenteel) op leesbegrip, komen deels overeen met de besproken
literatuur. Uit verscheidene onderzoeken bleek namelijk óf de intrinsieke leesmotivatie van invloed te zijn op leesbegrip (Cain et al., 2004; Oakhill et al., 2005), óf de extrinsieke leesmotivatie (Guthrie et al., 2007), maar niet de instrumentele leesmotivatie. Daarnaast hing intrinsieke leesmotivatie voor verhalende en informatieve teksten niet samen met begrijpend lezen, maar juist extrinsieke
leesmotivatie (Guthrie et al., 2007). De verkorte Cloze-taak bestaat uit informatieve teksten, waardoor de bevindingen betreffende intrinsieke leesmotivatie overeenkomen met eerdere studies. Instrumentele leesmotivatie wordt vaak geschaald onder extrinsieke leesmotivatie, aangezien deze nauw met elkaar qua meetpretentie samenhangen (Becker, McElvany, & Kortenbruck, 2010). Indien dat in de huidige studie wordt toegepast, is er sprake van een significant regressiemodel F (1, 146) = 7.742, p < .006. De variantie in leesbegrip kan voor 5% worden verklaard op grond van extrinsieke- en instrumentele leesmotivatie gezamenlijk (Tabel 6). De verklaarde variantie in leesbegrip neemt ten opzichte van extrinsieke leesmotivatie 2% toe, en ten opzichte van instrumentele leesmotivatie 1.2% af. Hieruit blijkt dat instrumentele leesmotivatie een belangrijke factor is voor de ontwikkeling van leesbegrip.
Technisch lezen, receptieve woordenschat en leesmotivatie blijken niet volledig de variantie in leesbegrip te verklaren, waardoor er andere vaardigheden/factoren mede van invloed op leesbegrip dienen te zijn. Het blijkt dat de relatie tussen luister- en leesbegrip over de tijd toeneemt (Catts, Adlof, Hogan, & Ellis Weismer, 2005; Diakidoy, Stylianou, Arefillidou, & Papageorgiou, 2005).
Luisterbegrip en technisch lezen verklaren gezamenlijk een groot gedeelte van de variantie in
leesbegrip (Kendeou, Savage, & Van den Broek, 2009a; Nation & Snowling, 1998). Het is van belang dat er afzonderlijk naar technisch lezen en luisterbegrip gekeken wordt om het leesbegripsniveau in kaart te brengen. Hierbij hoeft woordenschat niet buiten wege te blijven, aangezien woordenschat de helft van de variantie in luisterbegrip verklaart (Staehr, 2009). Het is goed denkbaar dat woordenschat de relatie tussen luister- en leesbegrip versterkt en hiermee aangewezen kan worden als een
belangrijke voorwaarde om luister- en leesbegrip te ontwikkelen. De woordenschatcapaciteit bij vierjarige kinderen voorspelt namelijk luisterbegrip bij vijfjarige kinderen (Kendeou et al., 2009b; Lepola, Lynch, Laakkonen, Silvén, & Niemi, 2012).
Verder kan het werkgeheugen belangrijk zijn voor het maken van een situatiemodel. Het werkgeheugen is namelijk van belang bij de tekstverwerking, en dus cruciaal voor het opbouwen van een coherent situatiemodel (Cain et al., 2004). Voor het construeren van een situatiemodel is het nodig om gelezen informatie vast te houden om vervolgens te koppelen aan nieuwe informatie uit de tekst (Cain et al., 2004). Hiervoor is het adequaat kunnen maken van inferenties van groot belang, wat weer essentieel is voor het ontwikkelen van leesbegrip (Kendeou, et al., 2008; Barnes, et al., 1996; Cain, et al., 2004). Inferentievaardigheden leveren een significante bijdrage aan het leesbegrip (Kendeou et al., 2008) Het blijkt dat het maken van inferenties, begripsmonitoring, en de kennis- en gebruik van verhaalstructuren een toegevoegde variantie in leesbegrip voorspelt nadat is gecontroleerd op de invloed van het werkgeheugen (Cain et al., 2004). Een juiste inferentie kan slechts gemaakt worden als
een leerling beschikt over de algemene kennis waarop de inferentie zich richt (Barnes, et al., 1996). Met andere woorden zijn inferentievaardigheden van groot belang bij het ontwikkelen van leesbegrip.
De huidige studie had een crossectioneel onderzoeksdesign met een grote statistische power en steekproef. Veel van de besproken studies waarin de invloed van technisch lezen en
woordenschatkennis op leesbegrip is aangetoond, hadden echter een longitudinaal onderzoeksdesign (Cain, et al., 2004; Jong, & van der Leij, 2002; Verhoeven, & van Leeuwe, 2008; Kendeou et al., 2009b; Lepola, et al. 2012). Middels een longitudinaal onderzoeksdesign zou er door middel van tijdreeksanalyses onderzocht kunnen worden in hoeverre het niveau technisch lezen en
woordenschatkennis op achtjarige leeftijd het niveau van leesbegrip voorspellen op negen- en tienjarige leeftijd. Hierdoor is het mogelijk om meer inzicht te verkrijgen in welke vaardigheden op acht-, negen- en tienjarige leeftijd van belang zijn voor de ontwikkeling van leesbegrip. Zoals eerder vermeld, zijn het werkgeheugen, luisterbegrip, inferentievaardigheden, de diepte van de
woordenschatkennis en de metacognitieve kennis van belang bij de ontwikkeling van leesbegrip (Ouellette, 2006; Van Gelderen et al., 2004; Kendeou, et al., 2009a; Nation & Snowling, 1998; Cain et al., 2004; Kendeou, et al., 2008; Barnes, et al., 1996). Hierdoor is het raadzaam om in een
vervolgonderzoek met een longitudinaal onderzoeksdesign meer inzicht te verkrijgen in de invloed van deze vaardigheden op leesbegrip naarmate de schooljaren vorderen.
Met de bevindingen uit de huidige studie is verder gebouwd op voorgaande studies met betrekking tot het verklaren van de vaardigheden/factoren die het leesbegrip van leerlingen in het reguliere basisonderwijs kunnen beïnvloeden. Deze studie heeft aangetoond dat zowel het niveau van technisch lezen als de receptieve woordenschatcapaciteit invloed hebben op de ontwikkeling van de begrijpend leesvaardigheid bij leerlingen in de leeftijd 8 tot 10 jaar. Eerdere onderzoeken met de verkorte Cloze-taak als meetinstrument voor leesbegrip waren gericht op adolescenten. De huidige studie geeft hiermee nieuwe inzichten in het toetsen van het leesbegrip bij kinderen van 8 tot 10 jaar oud. De verkorte Cloze-taak kan gehanteerd worden als toetsinstrument voor leesbegrip bij
basisschoolleerlingen mits er daarnaast nog een ander toetsinstrument wordt gehanteerd. Binnen het regulier basisonderwijs hebben leerlingen goede begrijpend leesvaardigheden nodig om zich verder te kunnen ontwikkelen. Leerlingen zijn elke dag bezig met lezen, en om iets met de gelezen informatie te doen is het van belang deze te begrijpen. Hierdoor is het van belang om meer inzicht in de begrijpend leesvaardigheid te krijgen, zodat leerlingen op school optimaal ondersteund kunnen worden indien zij moeite ondervinden met begrijpend lezen.
Tabel 1
Geslacht, Leeftijd, Thuistaal en Dyslexie per Leerjaar (Groep 4, 5, 6)
Leerjaar Geslacht (aantal) Leeftijd M (SD) Thuistaal Dyslexie Nederlands (%) Nee (%) Groep 4 Groep 5 Groep 6 Totaal Jongen (14) Meisje (36) Totaal (50) Jongen (23) Meisje (27) Totaal (50) Jongen (23) Meisje (27) Totaal (50) Jongen (60) Meisje (90) Totaal (150) 97.57 (5.06) 95.14 (6.36) 95.82 (6.07) 108.83 (5.72) 106.59 (5.84) 107.62 (5.83) 121.83 (5.09) 118.85 (5.02) 120.22 (5.22) 111.18 (10.85) 105.69 (11.45) 107.89 (11.50) 8 (57.1) 23 (63.9) 31 (62.0) 13 (56.5) 19 (70.4) 32 (64.0) 16 (69.6) 20 (74.1) 36 (72.0) 37 (61.7) 62 (68.9) 99 (66.0) 14 (100.0) 35 (97.2) 49 (98.0) 22 (95.7) 26 (96.3) 48 (96.0) 20 (87.0) 27 (100.0) 47 (94.0) 56 (93.3) 88 (97.8) 144 (96.0) Tabel 2
Resultaten van Toetsing Normaliteit van de Variabelen: Leesmotivatie, Begrijpend- en Technisch Lezen, en Receptieve Woordenschat Skewness Kurtosis Leesmotivatie Begrijpend lezen Technisch lezen Receptieve woordenschat -0.082 0.498 0.008 -0.306 -0.574 -0.015 0.025 0.475
Tabel 3
Uitkomst van Correlatieanalyse tussen Technisch Lezen, Receptieve Woordenschat, Leesmotivatie en Leeftijd 1. 2. 3. 4. 1. Technisch lezen 2. Receptieve woordenschat 3. Leesmotivatie’ 4. Leeftijd - .336* .218* .254* - .149 .461** - .001 - Noot. *p < .01, **p < .001 Tabel 4
Gemiddelde Scores van Receptieve Woordenschat, Technisch lezen, Leesmotivatie en Begrijpend Lezen
Groep 4 M (SD) Groep 5 M (SD) Groep 6 M (SD) Totaal M (SD) Receptieve woordenschat Technisch lezen Leesmotivatie Intrinsieke leesmotivatie (max = 20) Extrinsieke leesmotivatie (max = 20) Instrumentele leesmotivatie (max = 8) Begrijpend Lezen 101.24 (11.32) 86.92 (26.60) 32.04 (5.57) 14.16 (3.23) 13.33 (2.99) 4.55 (1.43) 14.18 (7.98) 110.38 (9.73) 105.86 (27.16) 32.44 (7.26) 13.63 (4.09) 14.22 (3.23) 4.76 (1.09) 22.02 (8.54) 118.88 (10.77) 116.48 (25.54) 32.96 (7.29) 13.19 (6.69) 14.96 (3.24) 4.86 (1.40) 28.24 (11.31) 110.23 (12.78) 103.19 (28.97) 32.48 (6.73) 13.66 (3.68) 14.17 (3.21) 4.72 (1.31) 21.53 (10.97)
Tabel 5
Uitkomst van Multiple Regressieanalyse met Scores van Begrijpend- en Technisch Lezen, Receptieve Woordenschat en Leesmotivatie met Leeftijd als Controlevariabele.
Begrijpend lezen R² ß t p Stap 1 Leeftijd Stap 2 Leeftijd Technisch lezen Stap 3 Leeftijd Technisch lezen Receptieve woordenschat Stap 4 Leeftijd Technisch lezen Receptieve woordenschat Leesmotivatie .128** .463** .541** .541** .344 .198 .227 .073 .198 .278 0.075 0.169 0.276 0.035 4.650 3.286 9.548 1.186 8.687 4.941 1.213 8.430 4.849 0.365 .000 .001 .000 .238 .000 .000 .227 .000 .000 .716
Noot. R2=verklaarde variantie, ß= ongestandaardiseerde regressie-coëfficiënt, **p < .001
Tabel 6
Uitkomst van Multiple Regressieanalyse met Scores van Intrinsieke-, Extrinsieke- en Instrumentele Leesmotivatie en Begrijpend Lezen.
Begrijpend lezen
R² ß t p
Intrinsieke leesmotivatie Extrinsieke leesmotivatie Instrumentele leesmotivatie
Extrinsieke- en instrumentele leesmotivatie
.007 .030* .062** .050** 0.255 0.597 2.094 0.617 1.029 2.149 3.119 2.782 .305 .033 .002 .006
Tabel 7
Uitkomst van Multiple Regressieanalyses ter Toetsing van de Simple View of Reading met Scores van Begrijpend- en Technisch Lezen, en Receptieve Woordenschat met Leerjaar als Controlevariabele.
Begrijpend lezen R² ß t p Groep 4 Technisch lezen Receptieve woordenschat Groep 5 Technisch lezen Receptieve woordenschat Groep 6 Technisch lezen Receptieve woordenschat .586** .389** .289** 0.205 0.253 0.154 0.237 0.200 0.242 7.215 3.779 4.103 2.264 3.629 1.854 .000 .000 .000 .028 .001 .070
Referenties
Adlof, S. M., Catts, H. W., & Lee, J. (2010). Kindergarten predictors of second versus eight grade reading comprehension impairments. Journal of learning disabilities, 43(4), 332-345. doi: 10.1177/0022219410369067
Agresti, A., & Franklin, C. (2012). Statistics: The art and science of learning from data. Amsterdam: Pearson.
Barnes, M. A., Dennis, M., & Haefele-Kalvaitis, J. (1996). The effects of knowledge availability and knowledge accessibility on coherence and elaborative inferencing in children from six to fifteen years of age. Journal of experimental child psychology, 61(3), 216-241. doi:
10.1006/jecp.1996.0015
Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator–mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of
personality and social psychology, 51(6), 1173. doi: 10.1037/0022-3514.51.6.1173
Becker, M., McElvany, N., & Kortenbruck, M. (2010). Intrinsic and extrinsic reading motivation as predictors of reading literacy: A longitudinal study. Journal of Educational Psychology, 102(4), 773. doi: 10.1037/a0020084
Biemiller, A. (2003). Vocabulary: Needed if more children are to read well. Reading psychology, 24, 323-335. doi: 10.1080/02702710390227297
Biggs, M. C., Homan, S. P., Dedrick, R., Minick, V., & Rasinski, T. (2008). Using an interactive signing software program: a comparative study of struggling middle school readers. Reading
psychology, 29, 195–213. doi: 10.1080/02702710802073438
Brus, B. Th., & Voeten, M. J. M. (1973). Een-minuut-test. Amsterdam: Pearson.
Cain, K. (2010). Reading development and difficulties. West-Sussex: John Wiley & Sons Ltd. Cain, K., & Oakhill, J. (2006). Profiles of children with specific reading comprehension difficulties.
British journal of educational psychology, 76, 683-696. doi: 10.1348/000709905X67610
Cain, K., Oakhill, J. V., & Elbro, C. (2003). The ability to learn new word meanings from context by school-age children with and without language comprehension difficulties. Journal of Child
Language, 30, 681-694. doi: 10.1017/S0305000903005713
Cain, K., Oakhill, J., & Bryant, P. (2004). Children’s reading comprehension ability: Concurrent prediction by working memory, verbal ability, and component skills. Journal of educational
psychology, 96, 31–42. doi: 10.1037/0022-0663.96.1.31
Cain, K., Oakhill, J., & Lemmon, K. (2004). Individual differences in the inference of word meanings from context: The influence of reading comprehension, vocabulary knowledge, and memory capacity. Journal of educational psychology, 96, 671. doi:10.1037/0022-0663.96.4.671 Carlisle, J., & Rice, M. (2004). Assessment of reading comprehension. In A. Stone, E. Silliman, B.
Ehren, & K. Apel (Eds.), Handbook of language and literacy (pp. 521-555). New York, NY: Guilford.
Catts, H. W., Adlof, S., & Ellis Weismer, S. (2006). Language deficits in poor comprehenders: A case of for the simple view. Journal of speech, language and hearing research, 49, 278-293. doi: 10.1044/1092-4388(2006/023)
Catts, H., Adlof, S. M., Hogan, T. P., & Ellis Weismer, S. (2005). Are specific language impairment and dyslexia distinct disorders? Journal of speech, language and hearing research, 48, 1378- 1396. doi:10.1044/1092-4388(2005/096)
Chall, J. S. (1996). Stages of reading development (2nd ed.). Fort Worth, TX.: Harcourt Brace
Chiu, M. M., & McBride-Chang, C. (2006). Gender, context, and reading: A comparison of students in 43 countries. Scientific studies of reading, 10, 331-362. doi: 10.1207/s1532799xssr1004_1 Curtis, M. 1980. Development of components of reading skill. Journal of Educational Psychology, 72,
656–669. doi: 10.1037/0022-0663.72.5.656
De Jong, P. F., & Van der Leij, A. (2002). Effects of phonological abilities and linguistic comprehension on the development of reading. Scientific studies of reading, 6, 51-77. doi: 10.1207/S1532799XSSR0601_03
Diakidoy, I. N., Stylianou, P., Karefillidou, C., & Papageorgiou, P. (2005). The relationship between listening and reading comprehension of different types of text at increasing grade levels. Reading Psychology, 26, 55-80. doi: 10.1080/02702710590910584
Duke, N. K., & Pearson, P.D. (2002). Effective practices for developing reading comprehension. In A. E. Farstrup & S. J. Samuels (Eds.), What research has to say about reading instruction (pp. 205-242). Newark, Delaware: International Reading Association.
Ehrlich, M. F., Remond, M., & Tardieu, H. (1999). Processing of anaphoric devices in young skilled and less skilled comprehenders: Differences in metacognitive monitoring. Reading and writing.
11, 29-63. doi: 10.1023/A:1007996502372
Eme, E., Puustinen, M., & Coutelet, B. (2006). Individual and developmental differences in reading monitoring: When and how do children evaluate their comprehension? European journal of
psychology of education, 21, 91–115. doi: 10.1007/BF03173571
Feenstra, H., Kamphuis, F., Kleintjes, F., & Krom, R. (2010). Begrijpend lezen voor groep 3 tot en met 6. Arnhem: CITO.
Gellert, A. S., & Elbro, C. (2012). Cloze tests may be quick, but are they dirty? Development and preliminary validation of a cloze test of reading comprehension. Journal of psychoeducational
assessment. doi: 10.1177/0734282912451971
Gough, P. B., Hoover, W. A., & Petersen, C.L. (1996). Some observations on a simple view of reading. In C. Cornoldi & J. Oakhill (Eds.), Reading comprehension difficulties (pp. 1-13). Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum Associates.
Guthrie, J. T., Hoa, A. L. W., Wigfield, A., Tonks, S. M., Humenick, N. M., & Littles, E. (2007). Reading motivation and reading comprehension growth in the later elementary
years. Contemporary educational psychology, 32(3), 282-313. doi: 10.1016/j.cedpsych.2006.05.004
Guthrie, J. T., Wigfield, A., Metsala, J. L., & Cox, K. E. (1999). Motivational and cognitive
predictors of text comprehension and reading amount. Scientific studies of reading, 3, 231-256. doi: 10.1207/s1532799xssr0303_3
Hagley, F. (1987). Suffolk reading scale. Windsor, UK: NFER-Nelson.
Hall, L. A. (2010). The negative consequences of becoming a good reader: Identity theory as a lens for understanding struggling readers, teachers, and reading instruction. Teachers college
record, 112, 1792–1829.
Hoover, W. A., & Gough, P. B. (1990). The simple view of reading. Reading and writing, 2(2), 127- 160.
Hulme, C., & Snowling, M. J. (2009). Reading comprehension disorders. In C. Hulme & M. J. Snowling, Developmental disorders of language learning and cognition (pp. 129-171). Chichester, UK: Wiley-Blackwell.
Jackson, M. & McClelland, J. 1979. Processing determinants of reading speed. Journal of
Experimental Psychology: General, 108, 151–181. doi: 10.1037/0096-3445.108.2.151
Keenan, J. M., Betjemann, R. S., & Olson, R. K. (2008). Reading comprehension tests vary in the skills they assess: Differential dependence on decoding and oral comprehension. Scientific
studies of reading, 12, 281-300. doi: 10.1080/10888430802132279
Kendeou, P., Bohn‐Gettler, C., White, M. J., & Van den Broek, P. (2008). Children's inference generation across different media. Journal of research in reading, 31(3), 259-272. doi: 10.1111/j.1467-9817.2008.00370.x
Kendeou, P., Savage, R., & Van den Broek, P. (2009a). Revisiting the simple view of reading. British
Journal of educational psychology, 79, 353-370. doi: 10.i348/978185408X369020
Kendeou, P., Van den Broek, P., White, M.J., & Lynch, J. (2009b). Predicting reading comprehension in early elementary school: The independent contributions of oral language and code-related skills. Journal of educational psychology, 4, 765-778. doi: 10.1037/a0015956
Kintsch, W., & Rawson, K. (2005). Comprehension. In M. J. Snowling & C. Hulme (Eds.), The
science of reading: A handbook (pp. 209-226). Oxford: Blackwell.
Language and Reading Research Consortium (2015a). Learning to read: Should we keep things simple? Reading research quarterly, 50, 151-169. doi: 10.1002/rrq.99
Lepola, J., Lynch, J., Laakkonen, E., Silvén, M., & Niemi, P. (2012). The role of inference making and other language skills in the development of narrative listening comprehension in 4-6-year-old children. Reading Research Quarterly, 47, 259-282. doi: 10.1002/RRQ.020
Leseman, P. P., & van Tuijl, C. A. T. H. Y. (2005). Cultural diversity in early literacy development. In S. B. Neuman & D. K. Dickinson (Eds.), Handbook of early literacy research, 2 (pp. 211- 228). New York: Langeveld instituut.
Levelt, W. J., Roelofs, A., & Meyer, A. S. (1999). A theory of lexical access in speech production. Behavioral and brain sciences, 22(1), 1-38.
Luk, G., & Bialystok, E. (2013). Bilingualism is not a categorical variable: Interaction between language proficiency and usage. Journal of cognitive psychology, 25, 605-621.
doi:10.1080/20445911.2013.795574
McMaster, K. L., Espin, C. A., & van den Broek, P. (2014). Making connections: Linking cognitive psychology and intervention research to improve comprehension of struggling readers.
Learning disabilities research and practice, 29, 17-24. doi:10.1111/ldrp.12026
Morgan, P. L., & Fuchs, D. (2007). Is there a bidirectional relationship between children's reading skills and reading motivation? Exceptional children, 73(2), 165-183. doi:
10.1177/001440290707300203
Muter, V., Hulme, C., Snowling, M. J., & Stevenson, J. (2004). Phonemes, rimes, vocabulary, and grammatical skills as foundations of early reading development: evidence from a longitudinal study. Developmental psychology, 40(5), 665. doi: 10.1037/0012-1649.40.5.665
Nation, K., & Snowling, M. (1997). Assessing reading difficulties: The validity and utility of current measures of reading skill. British journal of educational psychology, 67, 359-370.
doi:10.1111/j.2044-8279.1997.tb01250.x
Nation, K., & Snowling, M. J. (1998). Individual differences in contextual facilitation: Evidence from dyslexia and poor reading comprehension. Child Development, 69, 996-1011. doi: 0009- 3920/98/6904-0001
Oakhill, J., Hartt, J., & Samols, D. (2005). Levels of comprehension monitoring and working memory in good and poor comprehenders. Reading and writing, 18, 657-686. doi: 10.1007/s11145- 005-3355-z
Organisation for economic co-operation and development (2001). Knowledge and skills for
life: First results from the OECD programme for international student assessment (PISA) 2000. Parijs: OECD Publications.
Ouellette, G. P. (2006). What's meaning got to do with it: The role of vocabulary in word reading and reading comprehension. Journal of educational psychology, 98, 554. doi: 10.1037/0022- 0663.98.3.554
Ouellette, G., & Beers, A. (2010). A not-so-simple view of reading: How oral vocabulary and visual- word recognition complicate the story. Reading and writing, 23, 189-208. doi:
10.1007/s11145-008-9159-1
Palmer, J., MacLeod, C., Hunt, E. & Davidson, J. 1985. Information processing correlates of reading. Journal of Memory and Language, 24, 59–88. doi: 10.1016/0749-596X(85)90016-6 Perfetti, C. A. (1985). Reading ability. New York: Oxford university press.
Protopapas, A., Sideridis, G. D., Mouzaki, A., & Simos, P. G. (2007). Development of lexical mediation in the relation between reading comprehension and word reading skills in Greek. Scientific studies of reading, 11(3), 165-197. doi: 10.1080/10888430701344322
Rubman, C. N., & Waters, H. S. (2000). A, B seeing: The role of constructive processes in children’s comprehension monitoring. Journal of educational psychology, 92, 503–514. doi:
10.1037/0022-0663.92.3.503
Schaerlaekens, A. M. (2009). De taalontwikkeling van het kind. Groningen: WoltersNoordhoff. Schlichting, L. (2005) Peabody Picture Vocabulary Test-III-NL. Handleiding. Amsterdam:
Harcourt Test Publishers.
Singer, M. & Crouse, J. 1981. The relationship of context-use skills to reading: A case for an alternative experimental logic. Child development, 52, 1326–1329. doi: 10.2307/1129525 Staehr, L. S. (2009). Vocabulary knowledge and advanced listening comprehension in English as a
foreign language. Studies in second language acquisition, 31(04), 577-607. doi: 10.1017/S0272263109990039
Stanovich, K., Cunningham, A., & Feeman, D. 1984. Intelligence, cognitive skills, and early reading progress. Reading Research Quarterly, 19, 278–303. doi: 10.2307/747822
Stanovich, K., Nathan, R., & Vala-Rossi, M. 1986. Developmental changes in the cognitive correlates of reading ability and the developmental lag hypothesis. Reading Research Quarterly, 21, 267– 283. doi: 10.2307/747709
Tannenbaum, K. R., Torgesen, J. K., & Wagner, R. K. (2006). Relationships between word knowledge and reading comprehension in third-grade children, Scientific studies of reading, 10, 381-398. doi: 10.1207/s1532799xssr1004_3
Tellegen, S & Catsburg I. (1987). ”Waarom zou je lezen?”. Groningen: Wolter Noordhoff.
Tilstra, J., McMaster, K., Broek, P. van den, Kendeou, P., & Rapp, D. (2009). Simple but complex: components of the simple view of reading across grade levels. Journal of research in reading,
32(4), 383-401. doi: 10.1111/j.1467-9817.2009.01401.x
Van den Bos, K. P., Lutje Spelberg, H. C., Scheepstra, A. J. M., & de Vries, J. R. (1994). Klepel. Vorm a en b. Een test voor de leesvaardigheid van pseudowoorden. Verantwoording, handleiding, diagnostiek en behandeling. Amsterdam: Pearson.
Van den Broek, P., Kendeou, P., Lousberg, S., & Visser, G. (2011). Preparing for reading
comprehension: Fostering text comprehension skills in preschool and early elementary school children. International electronic journal of elementary education, 4(1), 259-268.
