De diagnose van dyslexie en de ontwikkeling van woorden...

K.P. van den Bos, A.J.J.M. Ruijssenaars & H.C. lutje Spelberg

De diagnose van dyslexie en de ontwikkeling

van woorden lezen

SAMENVATTING

Waarom zijn de tests ‘fonemisch beslissen’ en ‘continu benoemen van cijfers en letters’ goede voorspellers van woord-leessnelheid? Onze hypothese is dat deze tests respectievelijk twee belangrijke onderscheidbare mechanismen met lezen gemeen hebben, een sublexicaal (woord-analytisch) en een lexicaal (woord-holistisch) mechanisme. Met de leeftijd verandert echter de bijdrage van deze mechanismen aan het lezen. Voorspeld wordt dat de relatie tussen fonemisch analyseren en leessnelheid afneemt, en die met continu benoemen van cijfers en letters toeneemt. Ons onderzoek met algemene steek-proeven 8-, 10-, 12- en 14-jarigen bevestigt deze voorspelling.De genoemde tests vormen ook de operationali-seringen van leesgerelateerde vaardigheden in de ‘dubbele stoornis hypothese’ (DSH) van dyslexie (Wolf & Bowers, 1999). Conform dit model worden de leerlingen van de vier leeftijdsgroepen inge-deeld in de profi elen ‘dubbele stoornis’, ‘enkele stoornis’ en ‘geen stoornis’. Op vier leesniveaus worden de leesprestaties bij deze profi elen nagegaan. In tegenstelling tot de andere profi elen komt de dubbele stoornis vrijwel alleen op het laagste leesniveau voor. Deze vorm van dyslexie betreft naar schatting 2.4% van de kinderen in de totale populatie. In de discussie wordt o.m. ingegaan op de relatie tussen DSH-indelingen en andere prestatiematen zoals accuratesse, spellen en ‘response to instruction’.

1 Inleiding

De Stichting Dyslexie Nederland (SDN, 1999-2004) geeft in haar brochure over de diagnose van dyslexie aan dat de

eerste stap die van onderkenning en classifi catie is. Gegeven een IQ van boven de 70 punten en normaal onderwijs, wordt een groep kinderen afgebakend met lage tot zeer lage scores op lees-spellingtests. Afhankelijk van waaraf men statistisch de grens legt (bijv. bij 1 standaarddeviatie beneden de gemid-delde testscore, bij het 10de percentiel, enz.) heeft men dus te maken met een groep van 16%, 10%, enzovoort ‘slechte lezers’. Teneinde tot de afbakening van de ernstigste vormen van dyslexie te komen, zet men verdere diagnostische stappen (de verklarende en indicerende diagnose genoemd; SDN, 2004; College voor Zorgverzekeringen, CvZ, 2006-2007) gevolgd door specialistische behandelingsaanwijzingen. In dit artikel beperken we ons tot de verklarende diagnose. Overvloedig is de literatuur over de neurologische, erfelijkheids- en cognitiepsychologische aspecten die daarbij een differentiaal-diagnostische functie kunnen vervullen. Voor ons staat centraal hoe het lees-probleem in termen van cognitieve beperkingen/stoornissen verklaard kan worden. In dit kader richten we ons op twee cognitieve variabelen waarvan is aangetoond dat ze in de algemene popu-latie substantieel met woord-lezen corre-leren en daarvan goede voorspellers zijn. Met andere woorden, slechte prestaties op deze cognitieve variabelen voorspellen slecht lezen, en goede prestaties voor-spellen goed lezen. Het betreft: • fonemische vermogens: de bewust-

wording van fonemen en klanken als bouwstenen van gesproken en

Tijdschrift voor Orthopedagogiek, 47 (2008) 325-338325

p325-338 WA3 Van den Bos.indd 1p325-338 WA3 Van den Bos.indd 1 05-08-2008 09:32:0805-08-2008 09:32:08

326

geschreven taal, en het vermogen om mentaal met fonemen en klanken te manipuleren.

• de snelheid waarmee de namen van bekende stimuli (symbolen, objecten, enz.) worden opgehaald uit het geheugen, bekend als ‘Rapid Automatized Naming’ (RAN) (Denckla & Rudel, 1976a, b) of ‘continu of serieel benoemen’ (Van den Bos & lutje Spelberg, 2007).

Sinds jaren is in theorie en uit onderzoek gebleken (Cornwall, 1992; Wimmer, 1993; Van den Bos, 1998; Wolf & Bowers, 1999; Wolf, Bowers & Biddle, 2000; Wimmer, Mayringer & Landerl, 2000; Van den Bos, 2005) dat fonemische en benoemvariabelen twee verschillende soorten processen vertegenwoordigen die beide redelijk sterk met lezen (en dus ook met leesstoornissen) samenhangen. Wolf & Bowers (1999) vonden hierin aanleiding om voor leesstoornissen de ‘double defi cit’-hypothese op te stellen. In dit verband worden vier relevante cognitieve profi elen onderscheiden: een ‘double defi cit’ (fonemische én benoem-snelheidsprocessen gestoord), een ‘enkele’ stoornis in benoemsnelheid (fonemische vaardigheid niet gestoord), een enkele fonemische stoornis (benoemsnelheid niet gestoord), en tot slot ‘geen stoornis’ (de scores op fone-mische en benoemsnelheids processen vallen dus beide buiten de stoorniskwali-fi catie). Later in dit artikel trekken we na hoe, als functie van deze profi elen de lees prestaties van de kinderen eruitzien op diverse leesniveaus. Eerst gaan we echter in op de meer algemene vraag naar het waarom en de aard van de samenhang tussen woorden lezen en fonemische en benoemsnel-heidsprocessen. Ook wordt de in de literatuur spaarzaam behandelde vraag aan de orde gesteld of er met de leeftijd verschillende bijdragen van de twee ge-noemde soorten processen aan woorden lezen (WL) verwacht mogen worden,

en welke consequenties dit heeft voor de double-defi cithypothese.

1.1 De ontwikkeling van woorden lezen

In vele leestheorieën (bijv. Perfetti, 1985; Castles & Coltheart, 1993; Coltheart e.a., 1991; Gough, 1996; Ehri, 2005; De Jong & Van der Leij, 1999) wordt het beginnend lezen gekarakteriseerd als een proces dat sterk steunt op sublexicale, woord-analy-tische vaardigheden. Dit betekent dat het kind een groeiend inzicht verwerft in het alfabetisch systeem en dat het binnen woorden systematisch letter-klankomzettingen leert toepassen. Men neemt aan dat alfabetisch inzicht op zijn beurt weer sterk steunt op het fonemisch inzicht en de fonemische vaardigheid. Gough (1996, p.14) stelt dat fonemisch bewustzijn of inzicht betekent dat het kind zich bewust is van de taaleenheden waarmee (later) de letters verbonden (gaan) worden. Naast het toepassen van alfabetisch en − indirect − fonemisch inzicht, wordt er in alle moderne leestheorieën een tweede kennisbron genoemd, d.i. de lexicale kennis. Deze term is uitwissel-baar met de term ‘sight word reading’ (Bowers & Ishaik, 2003; Ehri, 2005). ‘Sight word reading’ betekent dat het woord in één keer (‘holistisch’; Van den Bos, 2005; ‘unitized’; Ehri, 2005) herkend wordt op basis van voorgaande leeservaring met dat woord. Aldus leidt de lexicale kennisbron (door sommige auteurs de ‘directe’ of lexicale leesroute genoemd; Castles & Coltheart, 1993) tot meer geavanceerd en sneller lezen van woorden dan het aanvankelijke woord-analytische, sublexicaal georiënteerde ‘spellend lezen’. Wat de ontwikkeling van woord-lezen betreft, mag worden aangenomen dat er met de leeftijd sprake is van een geleide-lijke overgang van toepassing van sublexicale (woord-analytische) lees-vaardigheden naar lexicale (woord-holistische) leesvaardigheden.


1.2 Relatie lezen tot fonemische en benoemsnelheidsprocessen

Dát de woordleesvaardigheid − althans in de jongere lezersgroepen (groep 3 – 5) − redelijk sterke ver-banden heeft met zowel fonemische vaardigheden als benoemsnelheid is al vele malen aangetoond (Torgesen e.a., 1997; De Jong & Van der Leij, 1999; Schatschneider e.a., 2002; Van den Bos e.a., 2004, enz.). Over de interpretatie van deze verbanden lopen de meningen echter uiteen (zie bijv. Kail e.a., 1999; Vellutino e.a., 2004) en de beschrijving van een langetermijnontwikkelings-perspectief ontbreekt vrijwel. In dit artikel komen we met een in feite eenvoudig voorstel (zie ook Van den Bos, 2005). We stellen dat de redenen voor het verband tussen woordleesvaardigheid en fonemisch inzicht enerzijds, en het verband tussen woorden lezen en benoemsnelheid anderzijds, liggen in het respectievelijk ‘delen’ van woord-analytische processen en holistische processen. In de tweede plaats trekken we ontwikkelingsconse-quenties en komen tot de voorspelling van een met de leeftijd afnemend verband tussen woord-leessnelheid en fonemische (woord-analytische) vaardigheden, en een toenemende associatie tussen leessnelheid en benoemsnelheid (holistisch-lexicale vaardigheid). Dát fonemisch inzicht woord-analytisch van aard is, moge blijken uit de volgende voorbeeldtaken die veel gebruikt worden om het fonemisch inzicht te meten. In de test Foneem Weglating (Wagner e.a., 1993; Schat-schneider e.a., 2002; Muter, 2003) is de opdracht: ‘ Zeg na /boek/. Zeg het nog eens, maar nu zonder de /k/’. Bij het antwoord ‘/boe/’ is de taak goed begrepen. Hetzelfde principe speelt bij Foneem Verwisselingstaken: ‘Zeg na: /Jan Pieters/. Verwissel nu de eerste klan-ken van de voor- en achternaam (dus de /J/ en de /P/, welke namen krijg je dan?

Juist: /Pan Jieters/’. Zulke opdrachten doen duidelijk een beroep op woord-analytische vaardigheid: een voor-gesproken woord moet in klanken (fonemen) ontleed worden en ver volgens moet er iets met die klanken worden gedaan. Items in benoemsnelheidstaken worden daarentegen niet analytisch maar holistisch verwerkt. Bekend zijn de continue benoemtaken − ontleend aan RAN (Denckla & Rudel, 1976a, b) − waarin van series bekende visuele stimuli (kleuren, plaatjes, cijfers en letters) de namen opgehaald en gepro-duceerd moeten worden. Hier hoeft de stimulus niet eerst in klanken geanaly-seerd en vervolgens weer gesyntheti-seerd te worden. De naam van de stimulus wordt als één geheel opgehaald (Van den Bos, 2005; Van den Bos & lutje Spelberg, 2007), reden om te spreken van een woord-holistisch proces.

1.3 Verdere specifi catie van fonemische en benoem snelheids processen

Zijn verdere specifi caties van de constructen fonemische en benoem-snelheidsvaardigheden nodig, vooral in hun relatie tot woorden lezen? Wat betreft fonemische taken lijkt dit niet nodig. Allerlei in de literatuur genoemde soorten fonemische taken blijken hoog met elkaar te correleren (Schatschneider e.a., 2002). Bovendien verschillen ze weinig van elkaar in hun correlaties met lezen. Er is hier dus van een eenduidig construct sprake, en verdere specifi catie is niet nodig. Voor benoemsnelheidstaken geldt echter het volgende. Factoranalyses laten zien dat de vier taken die veel gebruikt worden om benoemsnelheid te meten (kleuren, cijfers, plaatjes en letters benoemen) op twee verschillende factoren laden (Meyer e.a., 1998; Van den Bos e.a., 2002, 2003; Van den Bos, 2005). Cijfers en letters benoemen correleren hoog met elkaar, en laden op

327


328

één factor die daarom de alfanumerieke factor of Cijfers-Lettersfactor genoemd wordt (af te korten met BENCL). De correlatie tussen kleuren en plaatjes benoemen is eveneens hoog, maar hun correlaties met cijfers en letters zijn veel lager. Er is dus op empirisch niveau voldoende reden om een tweede factor te onderscheiden die de non-alfanumerieke of Kleuren-Plaatjesfactor (af te korten met BENKP) genoemd wordt. Voorts is dit onderscheid belangrijk omdat er bij het toenemen van de leeftijd verschillende relatiesterktes van deze twee BEN-fac toren met woorden lezen (WL) zijn aangetoond (Van den Bos e.a., 2002). Waar de correlatie tussen WL en BENCL met ingang van groep 3 niet alleen toeneemt, maar ook steevast hoger is dan die met BENKP, is er met de leeftijd geen sprake van een toename van de relatie tussen WL en BENKP (Van den Bos e.a., 2002; Van den Bos, 2005; Poortinga & Van Tijn, 2005). Voor een verklaring wordt verwezen naar de Verantwoording (Van den Bos & lutje Spelberg, in voorbereiding) van de test Continu Benoemen & Woorden Lezen (Van den Bos & lutje Spelberg, 2007). Deze verklaring is in belangrijke mate gebaseerd op de Dual Coding theorie van Paivio et al. (zie Paivio, 1990; Johnson, Paivio & Clark, 1996) en op beschouwingen over ‘executive’ en andere complexe processen die kleuren/plaatjes-benoeming onderscheiden van cijfers/letters-benoeming (Theios & Amrhein, 1989; Denckla & Cutting, 1999; Stringer, Toplak & Stanovich, 2004). De conclusie die we kunnen trekken is dat kleuren- en plaatjes-benoemsnelheid noch voor het verklaren van de leesontwikkeling, noch voor de diagnose dyslexie relevant is. De conse-quentie bij ‘double-defi cit’-typeringen van dyslexie (zie paragraaf 1.5 en 3.3) is dat we ons beperken tot fonemische vaardigheden en wat het benoemen betreft tot prestaties op alfanumerieke Cijfer-Letterbenoemtaken.

1.4 De ontwikkeling van de relatie tussen leessnelheid, fonemische vaardigheid en alfanumerieke benoemsnelheid

In het kader van woorden lezen werd in paragraaf 1.1 een overgang met de leef-tijd aangenomen van woord-analytisch lezen (sublexicaal gericht) naar woord-holistisch lezen (lexicaal of ‘sight word’ gericht). Als dit juist is, én uitgaande van de geldigheid van de gegeven karakteri-seringen van de leesgerelateerde taken (fonemische vaardigheden zijn woord-analytisch van aard en alfanumeriek benoemen is te beschouwen als een holistisch-lexicaal proces), dan kan voorspeld worden:1 Met de leeftijd neemt het verband

tussen woord-leeessnelheid en fone-mische vaardigheid af, en is er een toename van het verband tussen woord-leeessnelheid en alfanume-rieke benoemsnelheid.

1.5 De dubbele stoornis hypothese van dyslexie

De redeneringen in de dubbelestoornis-hypothese (Bowers & Wolf, 1993; Wolf & Bowers, 1999) hebben betrekking op de twee bovengenoemde leesgerelateerde cognitieve vaardigheden, namelijk fone-mische vaardigheden (af te korten met FONEM) en alfanumeriek benoemen (van Cijfers en Letters; af te korten met BENCL). Uit eerdere studies is bekend (Van den Bos, 1998; Schatschneider e.a., 2002; Vellutino e.a., 2004) dat de corre-laties tussen FONEM en BEN doorgaans laag zijn, maar dat beide substantieel met woorden lezen correleren en een ‘uniek’ aandeel in de verklaarde variantie van lezen leveren. Met andere woorden, BENCL en FONEM zijn ‘additieve’ voor-spellers (Compton, Olson & DeFries, 2001). In het algemeen geldt: hoe hoger/lager de prestaties op FONEM én alfa-numeriek benoemen (BENCL), des te groter de kans (uiteraard onder normale leesinstructiecondities) op hogere/lagere leesprestaties. In het kader van de vier


329

in de dubbelestoornishypothese onder-scheiden beelden of profi elen (zie para-graaf 1, dit artikel) kan dan het volgende voorspeld worden: 2 Het dubbelestoornis (DS)-profiel

(= lage scores op zowel FONEM als BENCL) zal vrijwel exclusief in het ge-bied van de laagste leesprestaties gevon-den worden. Voorts zal een DS-profiel tot lagere leesprestaties leiden dan bij de enkelestoornis (ES)-pro fielen, terwijl op hun beurt ES-leesprestaties lager zullen zijn dan die van kinderen met het geen-stoornis (GS)-profiel.

Tot nu toe zijn er vrijwel geen studies verricht waarin de double-defi cithypo-these (met haar profi elen) in een breed leeftijdsperspectief is geplaatst. Met andere woorden, deze hypothese is nauwelijks onderzocht boven de leeftijd van 10 jaar (in de VS ‘grade 5’). In deze studie doen we dat wél, en betrekken naast steekproeven met 8- en 10-jarigen groepen 12- en 14-jarige leerlingen in het onderzoek. Gebaseerd op de boven-veronderstelde leeftijdsgebonden veran-deringen in de ‘impact’ van fonemische en alfanumerieke benoemsnelheidsvaar-digheden op lezen, wordt ten aanzien van de enkelestoornisprofi elen voorspeld: 3 Met de leeftijd zal het enkelestoornis-

profiel ‘alleen BENCL laag’ tot lagere leesprestaties leiden dan het enkele-stoornisprofiel ‘alleen FONEM-laag’.

2 Methode

DeelnemersIn deze studie zijn de datasets van vier onafhankelijke leeftijdsgroepen als volgt gebruikt: uit Drenth & Koersen (2005) werden de data van 8-jarige leerlingen gebruikt, uit Menkveld & Vriesema (2006) de data van de 10-jarigen, uit Stempher (2006), Tieks & Hendriks (2006) en Drenth & Koersen (2005) de data van de 12-jarigen, en ten slotte uit Schaafsma (2007) en Hoogland, Iedema

& Steneker (2007) de data van de 14-jarigen. Op het moment van testafnames waren de gemiddelde leeftijden van deze steek-proeven respectievelijk 97 maanden (sd = 3.5), 121 (sd = 3.9), 147 (sd = 4.4), en 170 (sd = 2.1) maanden. De ge-slachtsverhoudingen in deze leeftijds-groepen waren vrijwel gelijk. De leerlingen kwamen meest uit intacte klassen van willekeurig geselecteerde reguliere basisscholen en scholenge-meenschappen in de drie noordelijke provincies1. Per leeftijdsniveau namen respectievelijk drie, zeven, elf en vijf scholen deel. Meestal leverden de basis-scholen leerlingen van één groep of leef-tijdsniveau. De steekproef 14-jarigen (vijf scholengemeenschappen) was zodanig samengesteld dat de verschil-lende onderwijstypen in de volgende verhouding vertegenwoordigd waren: ± 40% van de leerlingen kwam uit het vwo en het havo en ± 60% uit het vmbo met de onderafdelingen Theoretisch, Basis-kader en een klein deel Leerwegondersteunend.

TestprocedureDe afnames van de tests vonden individueel en in rustige schoolruimtes plaats in de maanden maart tot juni van de jaren 2005, 2006 en 2007. De vaste testvolgorde was: Kleuren, Cijfers, Plaatjes en Letters be-noemen, lezen van MONOSYL en EMT-50, gevolgd door de FONEM-tests Foneem Weglating en Foneem Verwis seling (zie voor testbeschrijvingen de volgende para-graaf). Voor de jongste groep (8-jarigen) werden twee testsessies gebruikt, voor de overige groepen één testsessie die plus-minus een halfuur in beslag nam.

TestsDe vier tests Kleuren, Cijfers, Plaatjes en Letters benoemen en de twee tests voor woorden lezen (MONOSYL en EMT-50; b-vorm) zijn onderdeel van de test-batterij Continu Benoemen en Woorden Lezen (CB&WL) van Van den Bos & lutje Spelberg (2007). De CB&WL test is in


330

2003 landelijk afgenomen en genor-meerd op 2851 leerlingen verdeeld over het leeftijdsbereik van 6 tot 16 jaar. (Nb: de experimentele versie van de test heette van 2003 tot 2006 de SB&WL, waarbij de ‘S’ stond voor ‘Serieel’). Voor alle zes tests gelden voldoende tot hoge test-hertest- en split-halfbetrouwbaarheden (Van den Bos & lutje Spelberg, 2007). Voor alle tests geldt dat de antwoordtijden (ruwe scores) via halfjaars-leeftijdsnormering omgezet worden in standaardscores volgens de Wechslerschaal (range 1-19; gemid-delde score 10; standaard afwijking 3). • Continu benoemen (BEN). De vier

tests, continu of serieel benoemen van Kleuren, Cijfers, Plaatjes en Letters bevatten ieder 50 items die, verdeeld over vijf kolommen, zo snel mogelijk door de deelnemer benoemd moeten worden. De totale tijd om de 50 items te benoemen (inclusief de tijden op eventuele ‘verlezingen’/fouten) vormen de ruwe scores die in standaardscores worden omgezet. Aangezien in de benoemtests vrijwel geen fouten worden gemaakt, spelen foutenper-centages hier geen rol. Zie voor gede-tailleerde testbeschrijvingen Van den Bos et al. (2004) en Van den Bos & lutje Spelberg (2007).

• Woorden lezen (WL). De twee woordleestests zijn MONOSYL en de EMT-50; b-vorm. De test MONOSYL bestaat uit 50 monosylla-bische woorden. Bij de EMT-50 lopen de woorden qua aantallen letter-grepen uiteen. Ook hier moeten standaard 50 woorden (de eerste 50 van de EMT-b leeskaart; Brus & Voeten, 1972) gelezen worden. In beide tests zijn de ruwe scores de totaaltijden om de 50 woorden te lezen, inclusief eventueel foutgelezen woorden. Naast de standaardscores voor ‘tijd’, worden voor de MONOSYL en de EMT-50 ook de aantallen fout-gelezen woorden geregistreerd en in een foutenpercentage uitgedrukt.

De in dit onderzoek afgenomen fonemische tests Foneem Weglating (FonWEGL) en Foneem Verwisseling (FonVERW) zijn bewerkingen van de twee fonologische manipulatietests Klanksplitsing en Letter-verwisseling uit de DSTNL (Kort e.a., 2005). Iedere test bestaat uit twaalf items en drie oefen items, waarbij overigens op zowel item- als instructieniveau enige verschillen bestaan tussen onze testversie en de subtests van de DSTNL (zie Menkveld & Vriesema, 2006). Ook op metingsge-bied is er sprake van verschil. Op een enkele uitzondering na (Patel, Snowling & De Jong, 2004) werden tot op heden in vrijwel alle internationale studies en ook de DSTNL voor het meten van fonemische vaardigheid accuratesse-gescoorde test-versies gebruikt. In onze experimenten werden echter ook snelheidsmetingen bij deze FONEM-tests toegepast. Waar aanvankelijk de antwoordsnelheid nog handmatig gemeten werd, kwam in 2005 de laptopversie ook gereed (voor het eerst gebruikt in Drenth & Koersen, 2005). Deze heeft als voordelen dat de instructie en itempresentatie via een ‘standaardstem’ wordt gegeven, en ook dat het merendeel van het timingswerk door de computer gebeurt. De timer wordt automatisch gestart bij het eind van de opdracht en gestopt (d.m.v. toets-aanslag) door de testleider bij de voltooi-ing van de respons van de deelnemer. De verstreken tijd wordt automatisch opge-slagen, en het volgende item kan worden gestart. Ook de accuratesse wordt per testitem en per deelnemer door de test-leider op de computer geregistreerd, en later uitgedrukt in foutenpercentages. Om vergelijkbaarheid − qua metings-schaal − van deze fonemische tests met de CB&WL-tests te bevorderen, zijn de ruwe tijdsscores op Foneem Weglating (FonWEGL) en Foneem Verwisseling (FonVERW) van de deelnemers van de leeftijdsgroepen in het huidige artikel eveneens in standaardscores omgezet (Wechslerschaal; gemiddelde score 10, standaardafwijking 3).


TABEL 1 Gemiddelden en standaarddeviaties (tussen haakjes) van de totale tijd in seconden (rs), de standaardscore (ss) en het foutenpercentage op twee woord-leestaken, twee fonemische beslissingstaken en vier taken continu benoemen voor de cross-sectionele leeftijdsniveaus 8, 10, 12 en 14 jaar.

Tests

Leeftijd

8n=37

10n=123

12n=180

14n=158

WL

Monosylrsssfouten%

40.5 (24.1)11.3 ( 3.5)2.9 ( 4.5)

27.2 (6.5)10.5 (2.7)

.7 (1.8)

23.9 (3.8)10.0 (2.5)

.5 (1.1)

22.9 (3.7)9.8 (2.9).3 (.9)

EMT50rsssfouten%

72.0 (38.0) 10.5 ( 2.8) 5.8 ( 6.6)

41.1 (15.4) 10.1 ( 3.1) 2.6 ( 3.9)

32.4 (7.7)10.1 (2.9)1.2 (1.9)

28.8 (5.3)10.2 (2.7)1.0 (1.7)

FONEM

FonWEGL rsssfouten%

30.1 (11.1) 10.4 ( 2.9)20.9 (16.3)

23.0 (11.3) 10.0 ( 3.0) 7.7 ( 9.3)

16.8 ( 6.8) 9.9 ( 2.8) 7.5 ( 8.4)

13.4 ( 4.4) 9.8 ( 2.8) 5.2 ( 7.2)

FonVERW

rsssfouten%

176.7 (91.5) 9.8 ( 2.8)

41.2 (27.6)

92.0 (61.5) 10.2 ( 2.9) 18.6 (15.2)

63.9 (37.4) 9.9 ( 2.9)

16.0 (13.3)

45.7 (20.6) 9.7 ( 2.7)

13.8 (12.6)

BEN

Kleurenrsss

46.3 ( 5.4) 10.7 ( 2.1)

40.7 ( 7.9)10.6 ( 3.3)

36.9 ( 7.0) 9.7 ( 3.2)

33.0 ( 5.4) 9.6 ( 2.8)

Cijfersrsss

28.8 ( 4.4) 10.7 ( 2.8)

25.5 ( 5.9)10.0 ( 3.3)

21.8 ( 4.0) 10.1 ( 2.8)

20.7 ( 3.5) 9.1 ( 2.8)

Plaatjesrsss

49.3 (11.3) 10.6 ( 2.5)

43.4 ( 7.2)10.2 ( 2.9)

38.3 ( 6.8) 10.5 ( 3.0)

36.6 ( 6.0) 9.9 ( 2.9)

Lettersrsss

29.1 ( 5.4) 10.9 ( 2.8)

24.4 ( 4.9)10.1 ( 2.9)

21.4 ( 3.8) 9.9 ( 3.0)

19.9 ( 3.2) 9.8 ( 2.8)

Noot: Foutenpercentages worden niet gegeven voor benoemen; deze zijn < 2%.

331

3 ResultatenIn Tabel 1 wordt een overzicht gegeven van gemiddelde scores en standaard-deviaties van de variabelen.

3.1 Data-reductie Om ruimtebesparende redenen worden in dit artikel de intercorrelaties tussen de variabelen per leeftijdsgroep niet gerap-


TABEL 2 Standaardregressie op woord-leeessnelheid (WL) met de maten FONEM en alfanumerieke benoemsnelheid (BENCL), op vier leeftijdsniveaus

Leeftijd R2

Door FONEM en BENCL gezamenlijkverklaarde variantie (R2 minus ‘uniek’)

sr2

Unieke bijdrage FONEM

sr2

Unieke bijdrage BENCL

8 .51 .14 .21 .16

10 .60 .16 .13 .31

12 .59 .17 .04 .38

14 .58 .11 .02 .45

R2 = gekwadrateerde multipele correlatiesr2 = gekwadrateerde part-correlatie = aanduiding van de unieke variantie

332

porteerd (zie hiervoor Van den Bos, in press). We volstaan met de medede-ling dat de coëffi ciënten zich zeer voor-spelbaar ‘gedragen’. Er zijn bijvoorbeeld hoge correlaties tussen de standaardscores op de twee leestests, matige tot hoge correlaties voor de standaardscores van de twee FONEM-tests, matige tot lage correlaties voor de FONEM en BEN standaardscores, hoge correlaties tussen BENK en BENP, en eveneens tussen BENC en BENL. Ook blijken de meeste corre-laties tussen standaardscores en fouten-percentages (waar van toepassing) van variabelen in de te verwachten ‘negatieve’ richting te liggen, d.w.z., hoe hoger de standaardscore (= hoe korter de tijd) des te lager is het foutenpercentage. Overigens, omdat er door oudere kinderen nauwelijks nog fouten worden gemaakt (accuratesse-plafondeffect) nemen deze fouten-tijdcorrelaties zowel bij lees- als bij FONEM-taken met de leeftijd sterk af. Reductie van het aantal variabelen geschiedde door enige scorecombinaties te maken. De relatief hoge correlaties (r ≥ .75 op alle vier leeftijdsniveaus) tussen de twee afgenomen woordleestests (MONOSYL en EMT-50) rechtvaardigen een reductie tot één leesmaat (WL) door optelling van de standaardscores. Om dezelfde reden werden de standaardscores

van BENC en BENL (r ≥ .68) verenigd tot BENCL, en die van FonWEGL en FonVERW (r ≥ .43) tot FONEM.

3.2 Veranderingen met de leeftijd van de relaties tussen WL en de leesgerelateerde variabelen FONEM en BENCL

Om voorspelling (1) (zie paragraaf 1.4) te toetsen werd op ieder leeftijdsniveau een regressieanalyse op WL verricht met als predictoren de scores op BENCL en FONEM. De regressie-uitkomsten staan in Tabel 2. Tabel 2 laat zien dat er met de leeftijd niet veel verandert aan de proporties van de variantie die de twee predictoren gezamenlijk verklaren. De verschillen betreffen vooral de verschuivingen in de unieke verklaarde variantie door de pre-dictorvariabelen BENCL en FONEM. Waar met de leeftijd een daling van de unieke bijdrage van FONEM aan WL gevonden wordt, is er in geval van de bijdrage van BENCL sprake van een stijging. 3.3 Indelingen in vaardigheidsni-

veaus en in stoorniscategorieënOmdat het aantal 8-jarige leerlingen klein is, vergelijken we in het navolgende twee samengestelde leeftijdsgroepen met elkaar: jongere (8- en 10-jarige) en oudere (12- en 14-jarige) leerlingen. Voor beide


TABEL 3 Gemiddelden van de opgetelde standaardscores op WL per stoornis profiel, per leesniveau en voor twee gecombineerde leeftijdsgroepen jongere en oudere leerlingen

COM Lft niveaus 8 en 10 (n = 160) COM Lft niveaus 12 en 14 (n = 338)

Stoornis-profi el

LeesniveauTotaal

Leesniveau

1 2 3 4 1 2 3 4Totaal

DS7.5{4}

15.0{1}

-{0}

-{0}

9.0 (5.6){5}

10.3{6}

15.0{1}

-{0}

-{0}

11.0 (2.8){7}

ES-BENCL

9.5{2}

17.6{8}

23.0{2}

-{0}

17.2 (4.8){12}

10.3{14}

15.8{17}

23.0{1}

-{0}

13.6 (3.5){32}

ES-FONEM

7.8{4}

17.3{3}

22.8{4}

-{0}

15.8 (7.3){11}

10.2{5}

17.1{14}

22.0{6}

30.0{1}

17.4 (5.1){26}

GS10.2{6}

19.0{51}

23.8{53}

28.5{22}

22.1 (4.6){132}

11.8{11}

18.1{110}

22.7{104}

27.6{48}

21.3 (4.3){273}

Totaal {16} {63} {59} {22} {160} {36} {142} {111} {49} {338}

Noot: De standaarddeviaties (alleen voor totaalgemiddelden gegeven) staan tussen haakjes en de frequenties van indelingen tussen accolades.

333

leeftijdsgroepen zijn de scores op WL, BENCL en FONEM ingedeeld in vier vaardigheidsniveaus: score bij de laagste 10% (niveau 1); score tussen 10% en 50% (niveau 2); score tussen 50% en 90% (niveau 3); score bij de hoogste 10% (niveau 4). Aan de hand van deze indeling in niveaus kunnen we vervolgens de double-defi cit profi elen als volgt defi niëren:• Dubbele stoornis (DS); zowel BENCL

als FONEM op niveau 1;• Enkele stoornis Benoemen van cijfers

en letters (ES-BENCL); alleen BENCL op niveaus 1 en FONEM op niveaus 2, 3, of 4;

• Enkele stoornis Fonemisch beslissen (ES-FON); alleen FONEM op niveau 1 en BENCL op niveau 2, 3, of 4;

• Geen stoornis (GS) = zowel BENCL als FONEM op niveau 2, 3, of 4.

In Tabel 3 laten we zien – en we doen dat voor de twee leeftijdsgroepen afzonder-lijk – in hoeverre bij de leerlingen op de vier onderscheiden leesniveaus sprake is

van een dubbele stoornis, van een enkele stoornis (ES-BENCL óf ES-FONEM) of van geen stoornis. In de gearceerde cellen staan statistieken van de WL-standaard-scores weergegeven, alsook het aantal leerlingen dat in die cel valt. Zo is in de linkerbovencel te zien dat er in de jongste leeftijdsgroep vier leerlingen zijn die én tot de zwakste 10% lezers behoren (niveau 1) én die zowel op BENCL als op FONEM tot de 10% laagst scorenden kunnen worden gerekend, dat wil zeg-gen een dubbele stoornis (DS) hebben. Hun gemiddelde (opgetelde) standaard-score op WL is slechts 7.5.Om de voorspellingen (2) en (3) te toetsen (zie paragraaf 1.5) is op de WL-scores een 2 (Leeftijdsgroep) x 4 (Stoornisprofi el) variantieanalyse verricht (zie voor de ge-middelden de beide rechterrandtotalen in Tabel 3). Het resultaat was een signifi -cant effect voor Stoornisprofi el, F (3,490) = 52.3, p = .00, hp2 = .24. Het effect Leeftijdsgroep (F < 1), noch het interactie-effect (F (3,490) = 2.2, p = .08) was signifi cant. Paarsgewijze post-hoctoet-


334

singen (Bonferroni) van de Stoornis-profi el verschillen gaven aan dat de ES-BENCL en ES-FONEM gemiddelden niet signifi cant van elkaar verschillen, maar dat beide signifi cant hoger zijn dan DS en signifi cant lager dan GS. De voorgaande analyse had betrekking op alle vier leesniveaus tezamen. De aandacht van de diagnosticus zal echter voornamelijk uitgaan naar leesprestaties als functie van stoornisprofi elen op de lagere leesniveaus. Gegeven de kleine aantallen in sommige cellen werden de leesniveaus 1 en 2 in de volgende variantie-analyse samengetrokken. Ook hier gaf de VA een robuust hoofdeffect Stoornisprofi el aan (F = 32.5) en een niet-signifi cant Leeftijdsgroep-effect, F < 1. In deze analyse was echter het interactie-effect Leeftijdsgroep x Stoornisprofi el signifi cant, F (3, 249) = 4.29, p = .01, hp2 = .05. De gemiddelde WL-scores bij de jongere leeftijd voor de DS-, ES-BENCL-, ES-FONEM- en GS-profi elen zijn: 9.0 (5.6), 16.0 (4.4), 11.9 (6.2) en 18.0 (3.3), en voor de Oudere leeftijdsgroep: 11.0 (2.8), 13.3 (3.1), 15.3 (3.9) en 17.5 (2.6). Het gaat hier vooral om de verschillen tussen de vet-gedrukte gemiddelden. Deze waren in post-hoc t-tests signifi cant, t-waarden ≥ -2.03, p ≤ .05. Dat wil zeggen dat voor de jongere groep (op leesniveau 1-2) een ES-FONEM gepaard gaat met een signifi cant lagere leesprestatie dan bij een ES-BENCL, terwijl dit bij de oudere leerlingen andersom ligt: hier gaat een ES-BENCL gepaard met een signifi cant lagere lees-prestatie dan een ES-FONEM. Tot slot voerden we nog een VA uit op de leesprestaties bij de vier stoornis-profi elen op leesniveau 1. Hierbij werden in verband met de kleine aantallen in diverse cellen de leeftijdsgroepen samen-getrokken. Gemiddelde WL-scores voor de DS-, ES-BENCL-, ES-FONEM- en GS-profi elen waren: 9.2 (3.8), 10.2 (2.0), 9.1 (4.3) en 11.2 (2.3). De scores op deze profi elen verschilden echter niet signifi -cant, F(3,48) = 1.49, p = .23.

3.4 Prevalentiebepalingen Dubbele stoornis (DS). Tabel 3 geeft aan dat voor zowel de jongere (8-10 jarigen) als de oudere groep (12-14 jarigen) een dubbele stoornis voor namelijk voorkomt op het laagste lees niveau (niveau 1). Op leesniveau 1 is het percentage leerlingen met een DS op jongere en oudere leeftijden respectievelijk 25% en 13% (tezamen 19%). Over alle leesniveaus, maar voor de jongere en oudere steekproeven apart, gelden DS-percentages van 3.1% en 2.1%. Voor de totale steekproef (n = 498) geldt een DS-percentage van 2.4%. Enkele stoornis BENCL en enkele stoornis FONEM. Een duidelijk verschil met het DS-profi el is dat de ES-profi elen op alle leesniveaus voorkomen, maar wel steeds minder frequent naarmate het leesniveau hoger is. Gecombineerd over beide leeftijdsgroepen zijn op leesniveau 1 de percentages 31% en 17% voor resp. ES-BENCL en ES-FONEM (tezamen 48%). Geen-stoornis (GS). Naar verwachting zijn gecombineerd over beide leeftijds-groepen de totale frequenties van het GS-profi el het hoogst op de lees niveaus 3 en 4 (94%), gevolgd door leesniveau 2 (79%), en het laagst op leesniveau 1. Uitgesplitst naar jong en oud op lees-niveau 1 zijn de percentages GS resp. 38% en 31% (tezamen 33%).

4 Conclusies en discussie

Met een verklarende psychologische diagnose van dyslexie wil men in eerste instantie de cognitieve oorzaken van de leesproblemen ophelderen. Deze cogni-tieve oorzaken moeten daarbij in nauw verband met leestheorieën staan, dat wil zeggen individuele verschillen op het terrein van het lezen verklaren en inzichtelijk maken waarom het leren decoderen en herkennen van schriftelijke taal bij de één goed verloopt en bij de ander (de dyslecticus) moeizaam.


335

Wij achten daartoe de dubbelestoornis-hypothese van Wolf & Bowers (1999) een goed uitgangspunt, temeer omdat deze (1) gebruikmaakt van operationalise-ringen van leesgerelateerde processen (fonemische vaardigheid en alfanume-rieke benoemsnelheid) die tezamen de wetenschappelijk meest verantwoorde voorspellerset van leesvaardigheid van de gehele populatie leveren, (2) goed te rijmen is met een klassieke leesontwik-kelingstheorie waarin de geleidelijke overgang van sublexicale (woord-analy-tische) naar lexicale (woord-holistische) mechanismen beschreven wordt, (3) aanleiding geeft tot toetsbare voorspel-lingen over de leesprestaties bij dubbele, enkele en geen-stoornisprofi elen op diverse lees- en leeftijdsniveaus. Met betrekking tot dit laatste punt werden twee voorspellingen (paragraaf 1.5) geformuleerd. Conform voorspel-ling 2 komt de dubbele stoornis DS vrijwel alleen voor op het laagste lees-niveau 1. Ook een ander element van voorspelling 2 (leesprestaties DS < ES < GS) werd bevestigd door de analyseresultaten. Ten aanzien van voorspelling 3 (met de leeftijd resulteert een ES-BENCL in lagere leesprestaties dan een ES-FONEM) was er voor de combinatie van leesniveaus 1 en 2 positieve evidentie. Echter op lees-niveau 1 (prestaties t/m het 10de percen-tiel) konden wat de leesprestaties betreft geen signifi cante verschillen meer waar-genomen worden tussen de vier profi elen. Welke conclusie kan nu uit dit alles getrokken worden ten aanzien van dyslexie?Zijn resultaten als de huidige al ‘rijp’ om als standaarden bij psychodiagnostische beslissingen te fungeren? Deze vragen zijn bijzonder actueel in het licht van het recente streven van het College voor Zorgverzekeringen (CvZ, 2007) om dyslexiebehandeling in het zorgpakket op te nemen en via een Protocol Dyslexie Diagnostiek en Behandeling (PDDB) te laten uitmaken welke kinderen daarvoor

in aanmerking komen. Het PDDB schetst daartoe zowel inclusiecriteria als ‘diffe-rentiaal-diagnostische’ exclusiecriteria en baseert zich daarbij op het rapport Onderzoek & Verantwoording (Blomert, 2006). De Jong (2008) nam recent in het TvO één en ander kritisch onder de loep, en beargumenteert dat in ieder geval (zie ook Van den Bos & Van der Leij, 2004) de in het PDDB gebezigde differentiaal-diagnostische uitsluitingscriteria niet relevant zijn. Ook de in het protocol gebruikte criteria voor inclusie worden door de Jong (2008) kritisch bezien, en na ‘afkeuring’ van het criterium ‘uitval op de vaardigheid grafeem-foneemasso-ciatie’ blijven in feite, onder bepaald voorbehoud, precies dezelfde criteria (namelijk fonemische vaardigheid en benoemsnelheid) over als gehanteerd in het huidige artikel. Onze resultaten geven aan (en we verwachten dezelfde trend na toepassing van het PDDB) dat een dubbele stoornis op de genoemde gebieden een ernstige leesachterstand tot gevolg heeft, of zoals Maryanne Wolf (2007, p. 189, cursief toegevoegd) recentelijk opmerkt: ‘With both structural and processing speed defi cits, these children are the ones historically described as having classic dyslexia’. Een andere consequentie van strikte toepassing van de double-defi cithypo-these lijkt ons de differentiaal-diagnos-tische beslissing om de ‘geenstoornis’- groep (GS) met leesprestaties op niveau 1 niet dyslectisch te noemen, tenzij er met goede argumenten bij die groep alsnog op leesrelevante cognitieve defi -ciënties gewezen kan worden (zie ook De Jong, 2008). Welke toegevoegde of aanvullende indicatoren kunnen hier een rol spelen? Deze vraag is uiteraard ook aan de orde bij het voortgezet diag-nostisch onderzoek van kinderen met een ES (enkelestoornis)-profi el. In het PDDB wordt gesuggereerd dat in geval van FONEM-taken accuratesse-scores een toegevoegde waarde hebben


336

vergeleken met FONEM-tijdsscores. Interessant genoeg vraagt De Jong (2008) zich in zijn commentaar het omgekeerde af door ten aanzien van FONEM twijfels te uiten over de toegevoegde waarde van tijdsscores boven accuratesse. In het algemeen geldt dat als personen al fouten maken, dit vaak gepaard gaat met ‘lange tijden’. Dus, behalve als leer-lingen een ‘slordige, ondiepe, incomplete, jachtige’ stijl van stimulusverwerking hebben (resulterend in veel fouten en korte tijden; gepaard gaand met een nega-tieve correlatie) verwacht men niet dat (in regressieanalyse van tijdsgebaseerde leesscores) fonemische ‘accuratesse’ unieke variantie toevoegt aan de voor-speller FONEM-tijd. Wij hebben dit geverifi eerd met de huidige data (zie voor details Van den Bos, in voorberei-ding). De uitkomst was dat alleen in groep 4 en niet bij ‘hogere’ groepen, fonemische accuratesse unieke variantie toevoegt aan de voorspelling van lees-snelheid zoals gerapporteerd in Tabel 2. In het verlengde van de analyses in de ‘foutensfeer’, besloten we ook de regressie na te gaan van leesaccuratesse, met als voorspellers de variabelen BENCL, FONEM (tijdsgebaseerde standaard-scores) en FONEM (accuratesse). Dit leverde het resultaat op dat (1) FONEM-accuratesse een adequate voorspeller van leesaccuratesse bleek te zijn, (2) FONEM-tijdsscores (standaardscores) slechts een zwakke relatie met leesaccu-ratesse had, en (3) Benoemsnelheid (BENCL) niet geassocieerd was met leesaccuratesse. Deze accuratessegegevens kunnen inderdaad aanvullende waarde hebben voor de dyslexiediagnose bij de ‘enkele stoornissen’ op leesniveau 1, maar mogelijk ook op leesniveau 2. Bij dit laatste doelen we op leerlingen bij wie de leessnelheid niet in het stoornisgebied valt, maar die wat betreft lees- en FONEM-accuratesse wél op het laagste niveau presteren. Deze kinderen zouden

‘slordige dyslectici’ genoemd kunnen worden. Een woordanalytische proble-matiek wordt bij hen verondersteld en het is te verwachten dat zij zich tevens kenmerken door lage Klepel-prestaties en mogelijk ook spellingproblemen. Een check van de data in dit artikel op profi elen waarin accuratesse ook meegewogen werd, leverde overigens een verdubbeling op van de eerdergegeven totale prevalentieschatting van dyslexie (Van den Bos, in voorbereiding). In het PDDB (2007) worden evenals in de SDN-brochure (2004, p. 6), ook spel-lingprestaties betrokken bij de diagnose dyslexie. Beide publicaties doen echter vragen rijzen. De SDN-brochure gebruikt de term ‘en/of’. Betekent dit dat de term dyslexie ook van toepassing is bij ‘alleen spellingproblemen’? In de onderzoeksbijlage van het PDDB (Blomert, 2006, p. 6) wordt gesteld: ‘Bijna alle kinderen met leesproblemen hebben ook spellingproblemen’, maar ‘...de traagheid van lezen is uiteindelijk het meest hardnekkige kenmerk ...’. Dit laatste citaat staat in contrast met de (eigen) observatie dat menigeen met een ‘historie van dyslexie’ bij het ouder worden zich redelijk redt met het lezen van ‘echte woorden’ (prestaties op niveau 2 of hoger), terwijl het spellen (dat we net als accura-tesse op de ‘analytische kant’ van woord-verwerking zouden plaatsen) grote problemen blijft opleveren. Een ander contrast wordt gevormd door gangbare subtyperingen in het Duitse taalgebied (zie vooral Wimmer & Mayringer, 2002). Deze auteurs onderscheiden ‘traag lezen zonder spellingproblemen’, ‘spelling-problemen zonder leesproblemen’, en de ‘en-en’-categorie. We moeten concluderen dat de onderzoeksvragen hoe lezen en spellen zich bij dyslexie precies tot elkaar en tot de dubbelestoornishypo-these verhouden, en welk ontwikkelings- en leeftijdsperspectief daarbij een rol speelt, nog niet uitputtend beantwoord zijn. Dit zijn belangrijke onderzoeks-


337

uitdagingen voor de toekomst. Ter afsluiting staan we kort stil bij enkele kritieken op de double-defi cit hypothese. Zo menen Vellutino et al. (2004) dat er conceptueel gezien geen reden is om twee stoornissen te onder-scheiden. De term dubbel defi ciet zou dan eigenlijk maar een ‘loze’ term zijn omdat de problemen (óók die op BEN-taken) van de meeste mensen met dyslexie onder fonologische problemen zouden vallen. Onzes inziens wordt hier echter nodeloos verwarring gezaaid. Ten eerste kleeft er aan de algemene implicatie ‘problemen met fonologische verwerking en codering’ het gevaar van overgeneralisatie, waardoor de dyslecticus afgeschilderd kan worden als iemand met een ‘brede fonologische taalstoornis’. Dat lijkt ons onterecht. Wie kent niet de vele dyslectici die hun moedertaal en diverse vreemde talen prima spreken … als ze maar niet hoeven schrijven en lezen! Dit laatste is dus hun specifieke probleem, en niet een algemeen ‘talig-fonologisch’ (dys)functioneren. Het probleem van dyslectici is onzes inziens een specifi ek omzettingsprobleem dat geworteld is in het bij de klankvorm komen van schrifte-lijk gepresenteerde ‘onnatuurlijke’ grafi -sche symbolen zoals letters, cijfers en woorden. Deze problemen zijn zichtbaar in WL-, FONEM-, en BENCL taken, en niet noodzakelijk in de niet-alfanumerieke benoemtaken (kleuren en plaatjes) die sowieso een geringe relatie hebben met lezen. Ten tweede dreigt bij de karakterise-ring ‘het is allemaal fonologisch’ het gevaar dat men de empirisch bewezen betrekkelijke onafhankelijkheid van FONEM en BEN bagatelliseert en niet meer geïnteresseerd is in een verklaring van die onafhankelijkheid. Het moge duidelijk zijn dat met onze termen ana-lytische en holistische woordverwerking deze verklaring wél verschaft wordt. Bovendien wordt de ‘link’ met een empirisch waarneembare verschuiving van het leeftijdsgebonden belang van

twee veronderstelde ‘hoofdmechanismen’ in het lezen en spellen gehandhaafd. Dit betekent voor lezen een toenemend be-lang van BENCL als voorspeller en een afnemend belang van FONEM, terwijl er voor spellen (en mogelijk ook leesaccu-ratesse) waarschijnlijk van een leeftijds-constant belang van FONEM sprake is, en een ondergeschikt belang van BENCL. Tot slot: in hun overigens voortreffelijke overzichtsartikel dringen Vellutino et al. (2004, p. 31; vrij vertaald, vet toegevoegd) aan op de noodzaak ‘dat practici in hun klinische activiteiten niet als doel moeten stellen om via psychometrisch onderzoek cognitieve en biologische oorzaken van leesproblemen te achterhalen, om vervolgens kinderen in een categorie te kunnen plaatsen’. Practici ‘kunnen zich maar beter richten op metingen (‘assess-ment’) die resulteren in opvoedkundige en remediële maatregelen, toegesneden op individuele behoeften’. Het favoriete ‘fi rst cut’-model van Vellutino et al. (2004) is: ‘response to intervention’. In haar algemeenheid klinkt dit goed. Het is geheel in overeenstemming met de indertijd gelanceerde (Gezondheidsraad, 1995) en nog steeds gehuldigde strategie (De Jong, 2008; SDN, 2004; Struiksma, 2003; Van den Broeck, 2002) dat men de vroege leesuitvallers (én de scholen!) eerst gedurende een intensieve extra-leeshulpperiode een ‘extra kans’ moet geven alvorens naar zwaardere specialis-tische middelen en het label dyslexie te grijpen. Echter, deze orthodidactische strategie staat psychometrisch georiën-teerde diagnostiek (zoals met behulp van de geoperationaliseerde double-defi cithypothese) helemaal niet in de weg! Psychometrisch georiënteerde diagnostiek en lees-spellingtaak gerichte diagnostiek en aansluitende interventie zijn complementaire gereedschappen. Een mooi voorbeeld zou nader onder-zoek naar de volgende hypothese zijn: voor jonge beginnende ‘slechte’ lezers

met een dubbele cognitieve stoornis is – vergeleken met slechte lezers zonder


338

ADRES VAN DE AUTEURS

E-mail: [email protected]

dubbele stoornis − de kans groter dat deze leerlingen na een periode van

intensieve extra leestraining op school tot de ‘non-responders’ behoren.

NOTEN

1 De volgende scholen, de leerlingen en hun ouders danken we voor de bereidwilligheid om aan dit onderzoek deel te nemen. Voor leerlingen groep 4 waren dat de scholen: Brederoschool (Groningen), Goeman Borgesiusschool (Aduard), School met de bijbel (Aduard); voor leerlingen groep 6: de Wissel (Haren), Schuilingsoord (Zuidlaren), de Tol (Zuidlaren), Menso Alting (Paterswolde), de Marke (Glimmen), de Kooi (Eelde), het Stroomdal (Zuidlaren); voor leerlingen groep 8: Van Panhuys (Leek), de Regenboog (Tolbert), ’t Kompas (Groningen), Anne Frank (Hoogkerk), Anne de Vries (Stadskanaal), Willibrord (Stadskanaal), St. Antonius (Musselkanaal), de Hasselbraam (Emmen), Brederoschool (Groningen), Goeman Borgesiusschool (Aduard), School met de bijbel (Aduard); voor leerjaar 2 v.o.: Dockinga College (Dokkum), de Heemgaard (Apeldoorn), Rölingcollege (Groningen), Maartenscollege (Groningen) en Gomaruscollege (Groningen). Voorts danken we de (oud-)studenten die de kinderen testten en daarvan in hun MA-thesissen verslag deden (zie literatuurlijst). Tot slot dank aan de Stichting Dyslexie Fonds voor de fi nanciële ondersteuning van de projecten leesproblemen en dyslexie van K.P. van den Bos (RuG), en dank aan dr. A.J.C. Struiksma en anonieme reviewers van het TvO voor hun waardevolle commentaar op eerdere versies van het manuscript van dit artikel.

2 In verband met de omvang van dit artikel is in overleg met de redactie besloten een verkorte literatuurlijst te hanteren. De volledige lijst met literatuurreferenties is bij de eerste auteur op te vragen onder e-mail: [email protected].

LITERATUUR 2

Blomert, L. (2006). Rapport Onderzoek &

Verantwoording behorend bij Protocol

dyslexie en behandeling. CvZ projectnummer

608/001/2005. Diemen: College voor

Zorgverzekeringen.

Bos, K.P. van den (2005). Lezen moet doorgaan.

Groningen: Kinderstudies. Onder dezelfde

titel ook verschenen in: Tijdschrift voor

Orthopedagogiek, 2006, 45, 265-275.

Bos, K.P. van den & lutje Spelberg, H.C. (2007).

Continu benoemen en woorden lezen

(CB&WL). Een test voor het diagnosticeren

van taal- en leesproblemen. Handleiding.

Amsterdam: Boom Testuitgevers.

(Voorheen bekend onder: van den Bos, K.P. &

lutje Spelberg, H.C. (2003). Experimentele,

genormeerde versie Serieel Benoemen en

Woorden Lezen (SB&WL). Groningen:Afdeling

Orthopedagogiek, Rijksuniversiteit Groningen.

Coltheart, M., Rastle, K., Perry, C., Langdon, R., &

Ziegler, J. (2001). DRC: A dual route cascaded

model of visual word recognition and reading

aloud. Psychological Review, 108, 204-256.

Denckla, M.B., & Cutting, L.E. (1999). History and

signifi cance of rapid automatized naming.

Annals of Dyslexia, 49, 29-42.

Ehri, L.C. (2005). Learning to read words:

Theory, fi ndings, and issues. Scientific

Studies of Reading, 9, 167-188.

Jong, P.F. de (2008). Van ernstige problemen

met lezen en/of spellen naar dyslexie:

commentaar op het voorgestelde Protocol

Dyslexie Diagnostiek en Behandeling.

Tijdschrift voor Orthopedagogiek, 47, 146-152.

Schatschneider, C., Carlson, C.D., Francis, D.J.,

Foorman, B.R., & Fletcher, D.J. (2002).

Relationship of rapid automatized naming

and phonological awareness in early reading

development. Journal of Learning Disabilities,

35, 245-256.

Vellutino, F.R., Fletcher, J.M., Snowling, M.J.,

& Scanlon, D.M. (2004). Specifi c reading

disability (dyslexia): what have we learned

in the past four decades. Journal of Child

Psychology and Psychiatry, 45, 2-40.

Wimmer, H., & Mayringer, H. (2002). Dysfl uent

reading in the absence of spelling diffi culties:

A specifi c disability in regular orthographies.

Journal of Educational Psychology, 94, 272-277.

Wolf, M. (2007). Proust and the squid. The story

and science of the reading brain. New York,

N.Y.: HarperCollinsPublishers.


De diagnose van dyslexie en de ontwikkeling van woorden...

Documents

Transcript of De diagnose van dyslexie en de ontwikkeling van woorden...