Orthopedagogiek: Onderzoek en Praktijk (OOP)

jrg. 61 nr. 6 november-december 2022 tweemaandelijks Orthopedagogiek: Onderzoek en Praktijk Inhoud • Volgspot Anke de Boer • Effectieve begeleiding op ondersteuningsniveau 3 met Rekensprint Madelon van den Boer, Liesbeth Luycx & Peter F. de Jong • De beperkte rol van aandachtsconcentratie bij leren lezen Sietske A.E. Walda, Lydia Weenk & Marjolijn van Weerdenburg • De samenhang tussen werkklimaat en agressief gedrag in een forensische behandelsetting voor volwassenen met een lichte verstandelijke beperking Angela Besselink, Robert Didden & Marinus Spreen GGoompe mpell&&SSvvaaci cinnaa GGoompe mpell&&SSvvaacicinnaa Chris Swerts The Quality of Life in Youth Services Scale (QOLYSS) Prioritizing Adolescents’ Perspectives Individual quality of life has been widely used as a frame of reference guiding service provision in social and health services, as well as a critical objective or outcome of these services. Yet, the topic of quality of life in the context of child and youth care remains a relatively uncharted territory. This dissertation is based on a practice-oriented project that focuses on bridging the gap between research and practice on the topic of quality of life of adolescents in youth care. This work concentrates on the development, validation, and application of a new self-report tool, grounded in youngsters’ experiences and perceptions, to methodically and systematically assess the quality of life of adolescents in youth care from their own perspectives: the Quality of Life in Youth Services Scale (QOLYSS). The QOLYSS aims to help understand how youngsters perceive, evaluate, and make sense of varying discrete aspects and circumstances of their lives. This line of work offers valuable insights to develop person-centered planning and implement individualized support, tailored to youngsters’ characteristics, perceptions of life, wishes, and expectations. It further helps unveil critical opportunities and barriers regarding a life of quality on the different layers of everyday life of youngsters. The work presented here provides a concrete tool and a number of cross-cutting implications for research, practice and policy when aiming to build quality of life-enhancing environments for youngsters in youth care that help them (re-)claim ownership of their lives and care pathways. Renée Reynders, Laura Franssen, Daniëlle Nelissen & Céline Neesen Spraak plus Dit boek bevat oefeningen voor articulatie, vooral voor patiënten met dysartrie en verbale apraxie in het stadium dat ze de transfer moeten maken naar het spontaan spreken en naar een beter gebruik van de aangeleerde strategieën. Ook kan dit oefenboek worden aangewend in opleidingen waar het juist en zuiver articuleren een belangrijk punt is, zoals aan de opleidingen dictie/voordracht, lerarenopleidingen enz. ISBN 978-94-6371-254-5 75 blz. € 21 Gompel&Svacina www.gompel-svacina.eu ISBN 978-94-6371-416-7 352 blz. € 49,90 Gompel&Svacina www.gompel-svacina.eu

OOP – Orthopedagogiek: Onderzoek en Praktijk Special Education: Research and Practice 61 (6) | november-december 2022 © Gompel&Svacina | ISSN 2211-6273 www.orthopedagogiek.eu Redactie / Editorial Board Prof. dr. A.M.T. Bosman (hoofdredacteur), prof. dr. H.J.A. van Bakel, dr. A. de Boer, dr. J. De Maeyer, dr. N. Frielink, prof. dr. J. Vanderfaeillie, prof. dr. S. Vandevelde (hoofdredacteur), drs. H. Wieberdink, Prof. dr. J.M.A.M. Janssens (voorzitter), prof. dr. K.P. van den Bos, prof. dr. P. Ghesquiere, prof. dr. E. Knorth, prof. dr. H. van Luit, drs. F.J. Prins, prof. dr. A.J.J.M. Ruijssenaars Hoofdredactie / Editor-in-chief Prof. dr. Anna M.T. Bosman Radboud Universiteit – Fac. Sociale wetenschappen Postbus 9104 – NL-6500 HE Nijmegen Tel.: +31 (0)24 3612129 Mail: [email protected] Prof. dr. Stijn Vandevelde Universiteit Gent – Vakgroep Orthopedagogiek Henri Dunantlaan 2 – B-9000 Gent Tel.: +32 (0)9 3310307 Mail: [email protected] Inzending kopij / Article submission Van oudsher fungeert dit tijdschrift als een brug tussen de praktijk en theorievorming in het domein van de orthopedagogiek. De redactie streeft ernaar artikelen te plaatsen over theorievorming, empirisch onderzoek naar de waarde en bruikbaarheid van behandelingen, diagnostische methoden, theoretische modellen, overzichten van theoretisch en empirisch onderzoek, beschrijvingen en evaluaties van werkmethoden en over historische aspecten van de orthopedagogische theorie en praktijk. Het tijdschrift biedt echter niet alleen ruimte aan artikelen, ook neemt de redactie graag commentaar van lezers, rapportages en boekbesprekingen op. Wilt u ook een bijdrage leveren? Stuur dan uw kopij per e-mail aan de hoofdredacteur. Uw kopij is onderworpen aan peer reviewing. Ze wordt ter beoordeling voorgelegd aan minstens twee redactieleden. De redactie streeft ernaar om u binnen een maand te laten weten of de bijdrage kan worden geplaatst. De auteursinstructies kunt u downloaden van de website www.orthopedagogiek.org. Abonnementen / Subscriptions Gompel&Svacina Abonneeservice Postbus 105, NL-2400 AC Alphen aan den Rijn Tel. NL: 0031 (0)172476085 Tel. BE: 0032 (0)25888745 E-mail: [email protected] Het tijdschrift verschijnt zes keer per jaar. Een abonnement omvat de papieren versie plus toegang tot de digitale versie via Google Play en de App Store. Particulieren: € 69 | Instellingen: € 99 | Studenten: € 59 | Groepen: € 59, vanaf 5 exemplaren | Los nummer: € 17. Abonneren kan door te mailen naar OOP@Spabonneeservice.nl en een bestelling te plaatsen met vermelding OOP + jaar. Abonnementen kunnen op elk gewenst tijdstip ingaan en gelden voor de lopende jaargang, m.i.v. van de reeds verschenen nummers van die jaargang. Daarna wordt het abonnement stilzwijgend met een jaar verlengd. Een abonnement kan jaarlijks worden opgezegd vóór 1 december van de lopende jaargang. Rechten / Rights Gompel&Svacina en de respectieve auteurs. Alle rechten voorbehouden. Niets uit deze uitgave mag openbaar worden gemaakt, op welke wijze ook, zonder schriftelijke toestemming van de uitgever. Redactie en uitgever zijn niet aansprakelijk voor de inhoud van de onder de auteursnaam opgenomen artikelen of van de advertenties. Initiatief / Initiative Dit tijdschrift is een gezamenlijk initiatief van Stichting OenA en Gompel&Svacina. Verantwoordelijk uitgever / Responsible publisher Stephan Svacina Gompel&Svacina Nationalestraat 111, B-2000 Antwerpen www.gompel-svacina.eu [email protected] Winny Ang, Sofie Bettens, Ilse Hardy, Lieve Kiebooms, Marleen Pirotte & Veerle Verboven Gewoon en anders?! Geestelijke gezondheidszorg bij mensen met een beperking ‘Anders kunnen en mogen zijn’. Deze slogan raakt misschien meer ingeburgerd in onze maatschappij, maar ‘anders zijn’ is nog zeker geen evidentie. Mensen met een verstandelijke, fysieke of andere beperking vormen een groep die ‘anders is’. Er is ontegensprekelijk meer kennis, meer medische hulp, meer technische vooruitgang in hulpmiddelen van allerlei aard. Maar het organiseren van geestelijke gezondheidszorg op maat van iemand met een beperking blijft een grote uitdaging. Door de beperkte doorverwijsmogelijkheden binnen het reguliere circuit werd een Geestelijk Gezondheidsteam opgericht binnen Heder, een voorziening in Antwerpen voor mensen met een beperking. In dit praktijkhandboek bundelen de auteurs hun ervaringen en geven ze een antwoord voor zorg op maat aan mensen met een beperking, zeker wanneer ‘weinig taal’ een extra uitdaging is. Geënt op bekende psychotherapeutische denkkaders wordt creatief gezocht naar methoden om psychotherapie mogelijk te maken, rekening houdend met thema’s die vaak een rol spelen in het leven van de cliënten, zoals gehechtheid, identiteit, contextdynamieken,… Dit boek wil hulpverleners, ouders en alle anderen die betrokken zijn in de ondersteuning van mensen met een beperking inspireren om aan de slag te gaan met de verrijkende levensverhalen van deze kinderen en jongeren. Giel Vaessen Communicare Ontwikkelingsstimulatie bij jongeren Het aantal jongeren met een gedragsstoornis, AD(H)D, hechtingsstoornis, depressie, angststoornis, autisme… neemt de laatste decennia in sneltempo toe. De auteur beschrijft de opkomst van de kinder- en jeugdpsychiatrie tot heden aan de hand van zijn 46-jarige carrière in de zorg en het onderwijs. Hij plaatst daarbij kritische noten bij de overdreven hang naar het als gestoord of ziek classificeren van jongeren. Het boek levert praktijkgerichte inzichten en handvatten om jongeren die introvert of extravert ontregelen, relationeel verbonden te ondersteunen in het herstel van hun balans. Het meest succesvolle in de begeleiding blijkt namelijk de verbonden relatie met de volwassene te zijn. Daarnaast blijkt de bewezen effectieve aanpak van de genoemde ‘stoornissen’ meer overlap dan verschil te kennen. Zowel de invloed van de breinontwikkeling als die van de omgeving passeren steeds de revue. Naast veel praktijkvoorbeelden beschrijft hij zijn eigen periodes van ontregeling, waarbij hij het belang van ‘communicare’ diepgaand ervoer in het toepassen van de effectieve herstelbenaderingen. ISBN 978-94-6371-123-4 172 blz. € 24 Gompel&Svacina www.gompel-svacina.eu ISBN 978-94-6371-241-5 288 blz. € 32,50 Gompel&Svacina www.gompel-svacina.eu

Orthopedagogiek: Onderzoek en Praktijk, 61 (6) 257 (november-december 2022) 257 Orthoblog Anna M.T. Bosman Byong-Chul Han Nooit van gehoord? Ik ook niet. Totdat een bevriende collega me op zijn boekje wees. Ik werd gegrepen door minstens een van de analyses van deze Duits-Koreaanse filosoof. Ik zag het internet aanvankelijk als de grote gelijkmaker. Een ontwikkeling die een inclusieve maatschappij dichterbij zou brengen. Iedereen heeft er immers toegang toe. We kunnen kennismaken met iedereen over de hele wereld, waardoor we kunnen leren van en over letterlijk alle mensen. Minderheidsgroeperingen hebben meer dan ooit de kans om hun situatie onder de aandacht te brengen, met als gevolg, zo dacht ik, dat begrip voor elkaar slechts een kwestie van tijd is. Han zet daar echter een heel andere gedachte tegenover. Hij stelt dat de democratie vervangen is door de infocratie. In de infocratie zijn we gericht op het consumeren van informatie ofwel data. Maar omdat slimme algoritmes en kunstmatige intelligentie ervoor zorgen dat we vooral data consumeren die ons bevalt, lopen we juist een groot risico niet in aanraking te komen met andere overtuigingen. Ik weet dat er internetbubbels bestaan, maar dat wij er door ons eigen gedrag, ondersteund door de personaliseringalgoritmes van Google en sociale media, in alle vrijheid aan meedoen, daar was ik me niet zo van bewust. Het paradoxale is dat we onbewust worden gestuurd door deze algoritmes (boeken die Amazon specifiek aan jou aanbeveelt), maar we ervaren op het internet desondanks een enorme vrijheid, authenticiteit en creativiteit. Het zijn niet alleen jonge en kwetsbare mensen die hieraan ten prooi vallen, iedereen – jong en oud, slim en dom, man en vrouw – we zijn allemaal slachtoffer. En zoals het een ware filosoof betaamt, heeft Han geen antwoord op deze ontwikkeling. Als we zijn analyse delen, dan moeten we op zoek naar een tegenkracht. Volgspot – Anke de Boer Basisvaardigheden of zicht op ontwikkeling? 258 Madelon van den Boer, Liesbeth Luycx & Peter F. de Jong Effectieve begeleiding op ondersteuningsniveau 3 met Rekensprint 260 Sietske A.E. Walda, Lydia Weenk & Marjolijn van Weerdenburg De beperkte rol van aandachtsconcentratie bij leren lezen 274 Angela Besselink, Robert Didden & Marinus Spreen De samenhang tussen werkklimaat en agressief gedrag in een forensische behandelsetting voor volwassenen met een lichte verstandelijke beperking 293

Orthopedagogiek: Onderzoek en Praktijk, 61 (6), 258 (november-decemberer 2022) Basisvaardigheden of zicht op ontwikkeling? Anke de Boer Basisvaardigheden, we hebben er vast allemaal weleens over gehoord. Voor de zomer kwam minister Wiersma met het masterplan basisvaardigheden. De aanleiding ervan was dat te veel leerlingen het onderwijs verlaten zonder goede beheersing van de basisvaardigheden: lezen, schrijven, rekenen, digitale geletterdheid en hoe we in Nederland met elkaar omgaan. Het plan van de minister heeft een hoop discussie aangewakkerd. En net zoals velen heb ik er ook een mening over. Eerlijk gezegd spreek ik liever over zicht hebben op ontwikkeling. Een plan met allerlei maatregelen klinkt niet waarderend voor al het goede werk dat in het onderwijs gedaan wordt. Maar zicht hebben op de ontwikkeling van leerlingen en daarin investeren willen we volgens mij allemaal, en het heeft wat mij betreft een positievere toon. Om te weten te komen of leerlingen zich inderdaad ontwikkelen, houd je zicht op de ontwikkeling door de resultaten systematisch te bekijken en je aanbod hierop af te stemmen. Toch? Het klinkt allemaal heel simpel en toch is het dat in werkelijkheid niet. Dit geldt zeker voor het (voortgezet) speciaal onderwijs. Het gaat juist in die sector om een specifieke doelgroep die extra uitdagingen nodig heeft, waar maatwerk meer regel is dan uitzondering. Waar toetsen niet altijd passend zijn bij de doelgroep, geen normen zijn, en gedragsproblemen van leerlingen het leerproces kunnen belemmeren. Het werken aan basisvaardigheden is juist in deze sector een uitdaging. En toch is dit de doelgroep waar je als professional zo goed mogelijk op wilt aansluiten, dit om bij te dragen aan een goede ontwikkeling van leerlingen zodat ze een goede plek in de maatschappij kunnen innemen. In een recent onderzoek hebben we binnen speciaalonderwijsorganisatie RENN4 gekeken naar de leerprestaties en het leergedrag van leerlingen1 . Om zicht te krijgen op belangrijke voorspellers hebben we eerst een uitgebreide populatiebeschrijving gemaakt aan de hand van de ontwikkelingsperspectieven van leerlingen. Immers, de leerlingpopulatie in het speciaal onderwijs is verre van gemiddeld in vergelijking met het regulier onderwijs, waardoor men zich voortdurend moet afvragen welk aanbod er nodig is en of het aansluit. Dit vraagt om zicht hebben op de leerlingpopulatie. Een voorbeeld: in een populatiebeschrijving stel je vast dat er een grote groep is met een achterstand op het gebied van rekenen en externaliserend gedrag. Enerzijds wil je de rekenvaardigheid verbeteren en anderzijds het externaliserend gedrag bijsturen. Het is dan van belang om na te gaan welke methodes of interventies je hiervoor kunt inzetten. Door de ontwikkeling systematisch te volgen, kom je erachter of de ingezette methode of interventie een positieve bijdrage levert aan de rekenvaardigheid en het externaliserend gedrag van leerlingen. Een belangrijke eerste stap in het verbeteren van de basisvaardigheden is wat mij betreft dat er zicht is op de 1) leerlingpopulatie en 2) opbrengsten. Hierdoor krijgen we (bijna) VOLGSPOT/SPOTLIGHT

VOLGSPOT/SPOTLIGHT 259 vanzelf beter zicht op de ontwikkeling van leerlingen. Als leerlingen uitvallen of achterblijven in hun ontwikkeling, wordt dat ook zichtbaar. Daarmee hoeft het gesprek niet gevoerd te worden over een masterplan basisvaardigheden, maar wordt de urgentie bij de professional om te werken aan de basisvaardigheden vanzelf duidelijk. Doen jullie mee? Noot 1. Meer weten over het onderzoek: houd de website www.renn4.nl/onderzoek in de gaten voor het eindrapport en de infographic. OOP vernieuwt Geachte lezer, U heeft het laatste nummer van jaargang 2022 in handen. Wij hopen dat de afgelopen jaargang u tot verrassende inzichten heeft gebracht, langs niet-platgetreden paden. OOP vernieuwt zijn werking in 2023. Om de zichtbaarheid en vindbaarheid te verhogen is een gloednieuwe website gelanceerd: www.orthopedagogiek.eu. Hierop de laatste berichten, overzichtelijke archieven en veel meer. Abonnees hebben natuurlijk toegang tot de volledige inhoud van de artikelen, ook digitaal. Daarnaast heeft de redactie de vraag ontvangen om dieper op bepaalde onderwerpen in te kunnen gaan. Dat vergt meer publicatieruimte, die wij vanaf de nieuwe jaargang ter beschikking zullen stellen. Daartegenover staat dat de periodiciteit wordt teruggebracht naar vier afleveringen per jaar. Een bijkomend voordeel voor u als abonnee is dat wij ondanks de hoge inflatie geen verhoging aan de abonnementsprijs hoeven door te voeren. Die blijft ongewijzigd laagdrempelig. Wij wensen u veel lees- en leerplezier, Stephan Svacina Uitgever Gompel&Svacina Uitgevers Scherp stellen op dyslexie Vrijdag 14 april Buitenplaats Kameryck www.stichtingdyslexienederland.nl Congres van de Stichting Dyslexie Nederland

260 Orthopedagogiek: Onderzoek en Praktijk, 61 (6), 260 (november-december 2022) Effectieve begeleiding op ondersteuningsniveau 3 met Rekensprint Madelon van den Boer, Liesbeth Luycx & Peter F. de Jong Effective Tier 2 support with Rekensprint Orthopedagogiek: Onderzoek en Praktijk, 61 (6), 260-273 © Gompel&Svacina | ISSN 2211-6273 | november-december 2022 SAMENVATTING Van scholen wordt verwacht dat zij kinderen met rekenproblemen extra begeleiding bieden bovenop de klassikale instructie. Scholen hebben hiervoor kennis nodig over effectieve programma’s die kunnen worden ingezet op ondersteuningsniveau 3. Met deze studie werd de effectiviteit bepaald van Rekensprint, een begeleidingsprogramma voor het automatiseren van basale rekenbewerkingen. De vooruitgang op zowel plus- en minsommen als keer- en deelsommen werd vergeleken voor kinderen in groep 5 en 6 die begeleid werden met Rekensprint en een controlegroep die geen extra begeleiding ontving. Binnen de interventiegroep werd onderscheid gemaakt tussen kinderen met een milde (interventie-beter) en ernstige achterstand in rekenen (interventie-zwak). Op de plus- en minsommen gingen zowel de interventie-beter als de interventie-zwak groep meer vooruit dan de controlegroep. Voor de keer- en deelsommen was er geen verschil tussen de interventie-beter en de controlegroep, maar ging de interventie-zwak groep significant meer vooruit. Deze bevindingen geven aan dat Rekensprint effectief kan worden ingezet voor het automatiseren van plus- en minsommen, voor zowel kinderen met een milde als met een ernstige rekenachterstand. Er werd geen generalisatie vastgesteld naar moeilijkere somtypen. Kernwoorden: rekenen, ondersteuningsniveau 3, basale rekenvaardigheden SUMMARY Schools are expected to provide children with math problems with targeted instruction, in addition to classroom instruction. To do this, schools need to know which programs can be used effectively for Tier 2 support. In this study, we evaluated the effectiveness of Rekensprint, an intervention program focused on the acquisition and automatization of basic mathematical operations. Progress in addition and subtraction, as well as multiplication and division, were compared for children in Grades 3 and 4 who received the Rekensprint intervention and a control group receiving no additional practice. Within the intervention group, we distinguished children with mild (intervention-better) and severe (intervention-weak) math problems. Both the intervention-better and the intervention-weak group made more progress in addition and subtraction than the control group. For multiplication and division there was no difference

Effectieve begeleiding op ondersteuningsniveau 3 met Rekensprint 261 between the intervention-better and the control group, but the intervention-weak group made significantly more progress. These findings indicate that Rekensprint can be used effectively for the acquisition and automatization of addition and subtraction for children with mild as well as severe math problems. We found no indications of generalization to multiplication and division. Keywords: mathematics, Tier 2, basic mathematical operations OVER DE AUTEURS Madelon van den Boer is universitair docent bij de onderzoeksgroep Ontwikkelingsproblemen en Onderwijs aan de Universiteit van Amsterdam. E-mail: [email protected]. Liesbeth Luycx is klinisch docent aan de Universiteit van Amsterdam. Zij is tevens hoofdopleider van het postmastertraject tot Orthopedagoog Generalist. E-mail: [email protected]. Peter F. de Jong is hoogleraar Orthopedagogiek en programmaleider van de onderzoeksgroep Ontwikkelingsproblemen en Onderwijs aan de Universiteit van Amsterdam. E-mail: [email protected]. ABOUT THE AUTHORS Madelon van den Boer is assistant professor in the research group Developmental Disorders and Special Education at the University of Amsterdam. E-mail: [email protected]. Liesbeth Luycx is a teacher of clinical courses at the University of Amsterdam. She is also head of the postmaster training Orthopedagogics Generalist. E-mail: [email protected]. Peter F. de Jong is full professor of Orthopedagogics and head of the research group Developmental Disorders and Special Education at the University of Amsterdam. E-mail: [email protected]. 1. Inleiding Scholen hebben de taak om voor kinderen die achterblijven met rekenen extra instructie en begeleiding te verzorgen in aanvulling op de klassikale instructie (Vaughn & Fuchs, 2003; van Groenestijn et al., 2011). Zonder gerichte begeleiding of interventie halen kinderen met rekenproblemen hun klasgenoten zonder problemen niet in (Nelson & Powell, 2018). De vooruitgang in rekenvaardigheden is voor hen vaak minder sterk, waardoor de achterstand ten opzichte van klasgenoten in vele gevallen zelfs steeds groter wordt. Scholen hebben echter niet altijd de kennis noch de middelen om rekenondersteuning op een effectieve manier vorm te geven. Dat geldt vooral voor de meer gespecialiseerde instructie op ondersteuningsniveau 3, dat wil zeggen extra hulp in kleine groepjes buiten de klas maar op school (Struiksma, 2005). Om scholen hierin te ondersteunen is kennis nodig over effectieve methoden en procedures die kunnen worden ingezet. In de huidige studie wordt de effectiviteit bepaald van Rekensprint, een programma voor rekenbegeleiding gericht op het automatiseren van basale rekenbewerkingen. In de ontwikkeling van rekenvaardigheid vormen eerder verworven vaardigheden, zoals tellen, optellen en aftrekken, meestal de basis van meer gevorderde rekenvaardigheden, zoals verhaalsommen en complexe rekenprocedures (Fuchs et al., 2006). Om deze reden is het van belang de ontwikkeling van basale rekenbewerkingen optimaal te stimuleren. Binnen de basale rekenbewerkingen is een onderscheid te maken tussen plus- en minsommen met enkel de cijfers 0 tot en met 9, waarbij het antwoord onder de 20 blijft, en plus- en minsommen met dubbele cijfers, waarbij het antwoord hoger uitkomt dan 20.

262 Madelon van den Boer, Liesbeth Luycx & Peter F. de Jong Voor sommen tot 20 is memoriseren het doel; de sommen worden na oefening in het geheugen opgeslagen als rekenfeiten. Voor sommen met dubbele cijfers wordt gestreefd naar automatiseren; de sommen worden steeds efficiënter uit het hoofd opgelost doordat leerlingen betere strategieën beheersen en leunen op de rekenfeiten voor deeloplossingen. In de klassikale basisinstructie staat het aanleren van basale rekenbewerkingen centraal in de groepen 3 en 4. Wanneer kinderen hier in groep 5 nog moeite mee hebben, is dat opvallend te noemen. Daarom lijkt groep 5, en eventueel groep 6, het aangewezen jaar voor extra gerichte ondersteuning buiten de klas op dit gebied (e.g., Fuchs et al., 2008). Leerlingen uit groep 5 en 6 vormen dan ook de doelgroep binnen het huidige onderzoek. Basale rekenbewerkingen leren kinderen aanvankelijk oplossen middels telstrategieën (Butterworth, 2005; Siegler & Shrager, 1984). Voor het oplossen van de som 3 + 5 zijn kinderen in eerste instantie geneigd vingers of objecten te tellen tot drie, daarna vijf erbij te doen, en dan het geheel nog eens te tellen. Al snel stappen ze over op meer geavanceerde en efficiënte telstrategieën, zoals het doortellen vanaf het eerste getal of verder tellen vanaf het grootste getal. Wanneer kinderen via tellen tot het goede antwoord zijn gekomen, kunnen ze een associatie leggen tussen de som (3 + 5) en het juiste antwoord (8). Als deze associatie een aantal keer is gelegd, wordt de som plus het antwoord (3 + 5 = 8) als rekenfeit opgeslagen in het langetermijngeheugen. Een volgende keer dat het kind de som tegenkomt, kan het antwoord direct uit het geheugen worden opgehaald. Kinderen met rekenproblemen maken in vergelijking met kinderen die gemiddeld tot goed rekenen meer telfouten, waardoor ze minder makkelijk de associatie leggen tussen de som en het juiste antwoord (Geary et al., 1991; Geary, 2004; Jordan et al., 2003). Ze tellen bijvoorbeeld niet ver genoeg door en komen voor 3 + 5 uit op 7 in plaats van 8. Daarnaast moeten ze vaker dan gemiddeld de associatie tussen som en antwoord juist leggen voordat de som als rekenfeit wordt opgeslagen in het geheugen. Zowel de zwakkere telstrategieën als de tragere opslag van rekenfeiten belemmeren zwakke rekenaars vervolgens in het oplossen van moeilijkere sommen. Uit de literatuur komen domeinspecifieke en domeinoverstijgende risicofactoren naar voren als verklaring voor problemen met het verwerven van basale rekenbewerkingen (Toll et al., 2016). De belangrijkste domeinspecifieke oorzaak is een gebrekkig getalbegrip c.q. problemen met de representatie van hoeveelheden (Landerl et al., 2004; Raddatz et al., 2017). Kinderen met beperkingen in het getalbegrip hebben bijvoorbeeld moeite met subiteren, het vergelijken van getallen en het plaatsen van getallen op een getallenlijn. Een belangrijke domeinoverstijgende of meer algemene risicofactor is een zwak werkgeheugen (Friso-van den Bos et al., 2013; Peng & Fuchs, 2016). Met een zwak werkgeheugen is het lastig om de som te onthouden en tegelijkertijd bewerkingen uit te voeren en tussenresultaten te onthouden. Daardoor worden veel rekenfouten gemaakt en is het moeilijk om een associatie te leggen tussen de oorspronkelijke opgave en het juiste antwoord. Van kinderen op de basisschool is vaak nog niet bekend welke verklarende factor of factoren precies een rol spelen in de rekenproblemen. Daarom lijkt het van belang beide verklarende factoren terug te laten komen in de rekenbegeleiding. Er moet dus aandacht zijn voor getalbegrip, in de vorm van extra oefenen met hoeveelheden en telstrategieën (Gersten et al., 2005), waardoor kinderen minder fouten maken bij het oplossen van sommen. Daarnaast moeten kinderen meer herhaling krijgen dan andere kinderen in de klas, omdat zij door werkgeheugenbeperkingen minder kunnen profiteren van de geboden oefening en instructie (Geary, 2004). Er zijn al vele onderzoeken uitgevoerd naar de training van basale rekenbewerkingen. Meta-analyses geven aan dat in relatie tot andere gebieden van rekenen, het aanleren van rekenfeiten het vaakst de focus van training vormt en dat de gevonden effecten voor dit type training ook het grootst zijn (Kroesbergen & van Luit, 2003). Meer specifiek werden positieve effecten gevonden op geautomatiseerde rekenkennis wanneer de

Effectieve begeleiding op ondersteuningsniveau 3 met Rekensprint 263 25% zwakst scorende leerlingen werden geselecteerd en intensief (gemiddeld 20 uur) werden begeleid in kleine groepjes van 2 tot 5 leerlingen (Dennis et al., 2016). Daarnaast waren de moeilijkheid van de oefeningen gecontroleerd opbouwen en samen leren met leeftijdsgenoten geassocieerd met de beste resultaten (Dennis et al., 2016; Dietrichson et al., 2021). Fuchs en collega’s (2008) noemden nog vijf aanvullende kernprincipes voor effectieve rekenbegeleiding. Zij benadrukten het belang van een sterke conceptuele basis (i.e. getalbegrip) bij leerlingen met betrekking tot de rekenprocedures die worden aangeleerd. Daarnaast stelden zij regelmatige oefening centraal, waarbij opbouwend wordt herhaald, evenals het monitoren van de vooruitgang en het motiveren van de leerlingen. Het programma Rekensprint, dat in deze studie centraal staat, is gebaseerd op alle kernprincipes voor effectieve rekenbegeleiding. Het lijkt erg op het Amerikaanse rekenprogramma Math Flash, qua opbouw, aanpak en doelgroep. Voor Math Flash, eveneens gestoeld op alle principes van effectieve rekenbegeleiding, is de effectiviteit aangetoond (Fuchs et al., 2009). De zwakste 25% rekenaars uit groep 5 ontvingen bovenop de klassikale rekeninstructie, 16 weken lang, 3 keer per week 20 tot 30 minuten, extra oefening met alle optel- en aftreksommen tot 20. Centraal stond het oefenen met specifieke strategieën: probeer het antwoord op te halen uit het geheugen, weet je het niet, dan tel je verder vanaf het hoogste getal bij optellen en vanaf het laagste getal bij aftrekken. Hierbij werd gewerkt met een vaststaand programma van afwisselende werkvormen, te weten flitskaartjes, directe instructie en begeleide oefening, evenals automatiseringsoefeningen op de computer en op papier. Na 16 weken waren de kinderen die gewerkt hadden met Math flash meer vooruitgegaan in rekenvaardigheden dan controleleerlingen met even grote rekenachterstanden die geen extra begeleiding ontvingen. Gezien deze positieve effecten van Math Flash lijkt het programma Rekensprint veelbelovend. In een tweetal opzichten sluit Rekensprint echter niet volledig aan bij Math Flash. Ten eerste omvat Rekensprint niet alleen sommen tot 20, maar ook sommen tot 100. Het valt te bezien of het oefenen met moeilijkere sommen, waarbij de sommen tot 20 een ondersteunende rol spelen, geassocieerd is met grotere of juist minder grote effecten van de begeleiding. Eerder onderzoek liet dergelijke ondersteunende effecten wel al zien voor groep 3 (Fuchs et al., 2013). Ten tweede is bij onderzoek naar Math Flash sprake geweest van een sterke betrokkenheid van de onderzoekers bij de uitvoering van het begeleidingsprogramma (Fuchs et al., 2009). Begeleiders werden door de onderzoekers vooraf getraind en tevens gevolgd en indien nodig bijgestuurd in de manier waarop zij het programma uitvoerden. Een interventie kan in de praktijk minder effectief blijken als onderzoekers niet of niet langer betrokken zijn bij de uitvoering. In het huidige onderzoek wordt het programma geëvalueerd door onderzoekers die wel betrokken zijn geweest bij de inrichting, maar niet bij de uitvoering van de begeleiding middels Rekensprint. 2. Methode 2.1 Design en procedure Het programma Rekensprint, verder de interventie genoemd, werd geïmplementeerd op scholen in Amsterdam in het kader van een samenwerkingsproject met de Universiteit van Amsterdam. Binnen dit project verzorgden stagiaires van de master Orthopedagogiek diagnostiek en behandeling op scholen, onder begeleiding van een orthopedagoog. De gegevens die ten behoeve van de begeleiding middels Rekensprint zijn verzameld, zijn in dit onderzoek geanalyseerd. Daarom is er sprake van een quasi-experimenteel design. De gegevens van leerlingen die begeleid zijn met Rekensprint, zijn opgevraagd en los daarvan zijn er leerlingen getest voor een controlegroep. Dit resulteerde uitein-

264 Madelon van den Boer, Liesbeth Luycx & Peter F. de Jong delijk in 3 onderzoeksgroepen. De intentie was om een groep die de interventie wel had gekregen te vergelijken met een groep die de interventie niet had gekregen. Bij aanvang van het onderzoek bleken echter de controleen interventiegroep te veel te verschillen qua rekenvaardigheid (zie Deelnemers). De interventiegroep werd daarom opgesplitst in een groep met relatief betere (interventie-beter) en een groep met relatief zwakkere rekenaars (interventie-zwak). De interventiegroep met de betere leerlingen werd gematcht met de controlegroep. De leerlingen in de interventiegroep waren afkomstig van scholen waar de interventie al langere tijd werd uitgevoerd. De leerlingen uit de controlegroep waren deels afkomstig van dezelfde scholen en deels van scholen waar dit specifieke rekentraject niet werd verzorgd. De kinderen werden dus niet random verdeeld over de interventie- en controlegroep. De controlegroep nam enkel deel aan de voor- en nameting en kreeg daartussen geen extra begeleiding buiten de klas. Zij volgden uiteraard wel reguliere klassikale instructie en indien van toepassing, verlengde instructie of andere vormen van begeleiding op ondersteuningsniveau 2. Voor en na de interventie werden zowel reken- als leesvaardigheden gemeten. Op deze manier werd nagegaan of er een specifiek effect van de interventie is op de rekenvaardigheid. Bij een specifiek effect van de interventie wordt geen effect op leesvaardigheid verwacht. Het rekentraject zoals geanalyseerd in de huidige studie werd ieder schooljaar tweemaal aangeboden; van september tot januari en van maart tot juli. Voorafgaand aan het traject werd een diagnostisch rekenonderzoek afgenomen in aanvulling op de klassikale screening middels de Tempo Test Rekenen (zie Instrumenten). Hiermee werd inzicht verkregen in het niveau van getalbegrip, telvaardigheden en automatisering en werd geobserveerd en bevraagd welke rekenstrategieën een leerling gebruikt. Op basis daarvan werd het startniveau van de begeleiding bepaald per leerling en vervolgens gemiddeld per groepje. 2.2 Deelnemers Aanvankelijk bestond de interventiegroep uit 64 kinderen. Deze kinderen hadden deelgenomen aan het rekentraject vanaf schooljaar 2015-2016 tot en met de eerste helft van het schooljaar 2019-2020. Voor de controlegroep waren 26 kinderen geselecteerd. Alle kinderen behoorden tot de laagste 25% op rekentoetsen uit het leerlingvolgsysteem en hadden een achterstand van minimaal 6 maanden in de beheersing van basale rekenbewerkingen (zie Instrumenten). Voor de kinderen in de interventiegroep gold dat zowel de leerkracht als de ouder(s)/verzorger(s) de rekenproblemen (h)erkenden en expliciet instemden met het rekentraject. De leerlingen in de controlegroep hadden vergelijkbare rekenproblemen maar kregen (op het moment van deelname) geen gerichte rekenbegeleiding op ondersteuningsniveau 3. Voor alle deelnemers gold dat de ouders/verzorgers toestemming gaven voor het gebruik van de gegevens van hun kind voor onderzoeksdoeleinden. Het onderzoek werd goedgekeurd door de ethische commissie van de Universiteit van Amsterdam (2019-CDE-10042). Vier leerlingen uit de interventiegroep, allen uit groep 5, werden uitgesloten, omdat scores voor rekenvaardigheid op voor- en/of nameting ontbraken. De resterende kinderen in de interventiegroep en de controlegroep bleken te verschillen in het niveau en de spreiding van rekentempo, de totaalscore op de Tempotoets Rekenen (zie Instrumenten), aan het begin van de interventie. Het niveau was hoger in de controlegroep en de spreiding was groter in de interventiegroep. Daarom werd de interventiegroep opgedeeld in een groep leerlingen die relatief beter scoorden (interventie-beter) en in presentaties gematcht konden worden aan de controlegroep en een groep leerlingen die zwakker scoorden (interventie-zwak). Ter wille van de matching tussen controlegroep en de interventie-beter groep werden twee controleleerlingen die te zwak scoorden (één uit groep 5 en één uit groep 6) en vier interventieleerlingen die te hoog scoorden (allen uit groep 6) uitgesloten.

Effectieve begeleiding op ondersteuningsniveau 3 met Rekensprint 265 De analyses zijn uitgevoerd voor 28 interventie-beter leerlingen, 28 interventiezwak leerlingen en 24 controleleerlingen. Kenmerken van deze groepen deelnemers staan in Tabel 1. De controlegroep en de interventiegroep-beter bleken inderdaad niet te verschillen in leeftijd t(47.956) = 0.779, p = .440, geslacht χ2 (1) = 0.164, p = .686 en rekentempo voor de start van de interventie t(49.405) = 0.249, p = .805. Wanneer het rekentempo werd omgezet naar DLE (zie Instrumenten), bleek op de voormeting in alle onderzoeksgroepen sprake van een forse achterstand in basale rekenbewerkingen; gemiddeld 8 onderwijsmaanden in de controlegroep (DLE van 20 bij DL van 28), 6 maanden in de interventie-beter groep (DLE van 21 bij DL van 27) en 12 maanden in de interventie-zwak groep (DLE van 13 bij DL van 25). TABEL 1. Kenmerken van de onderzoeksgroepen Interventie-beter (n = 28) Controle (n = 24) Interventie-zwak (n = 28) M (SD) M (SD) M (SD) % Meisjes 67.9 62.5 64.3 Leeftijd jaren;maanden 8;11 9;1 8;10 Thuista(a)l(en) % Alleen Nederlands 251 22 212 % Nederlands en een andere taal 18 – 25 % Niet Nederlands 54 78 39 Rekentempo totaalscore 60.79 (11.53) 60.08 (8.81) 41.86 (12.40) Noot. Van 1 leerling was de etniciteit onbekend; van 4 leerlingen was de etniciteit onbekend. 2.3 Interventie Het oefenprogramma Rekensprint bestaat uit Rekensprint Start, voor het memoriseren van sommen tot 20 binnen het tiental (Theunissen, 2012), en Rekensprint, gericht op het memoriseren van sommen tot 20 en het automatiseren van basale rekenbewerkingen tot 100 (Theunissen, 2013). De methodes zijn bedoeld voor kinderen in het basisonderwijs of speciaal onderwijs die extra oefening nodig hebben op het gebied van voorbereidende rekenvaardigheden, zoals hoeveelheidsbegrip, getalbegrip en tellen, en basale rekenbewerkingen, te weten plus-, min-, keer- en deelsommen. De methodes zijn erop gericht de overstap te faciliteren van het tellend rekenen naar het geautomatiseerd rekenen door het consequent aanbieden van één rekenstrategie, de zogenaamde ‘rijgstrategie’. Volgens de rijgstrategie wordt eerst gerekend tot het volgende tiental (bijvoorbeeld 45+7 wordt opgelost als 45+5+2 en 33-6 als 33-3-3). Tijdens de sessies wordt er instructie gegeven indien nodig, maar wordt er vooral geoefend met sommen die in de klas al zijn uitgelegd. Zowel Rekensprint Start als Rekensprint bestaat uit materiaal voor 40 weken training met 4 sessies van 15 minuten per week. Elke behandelsessie kent een vergelijkbare opbouw, waarbij er geoefend wordt met getallen, tellen en sommen middels mondeling aangeboden opdrachten en sprintkaartjes ter visuele ondersteuning. Op sprintkaartjes staat aan de ene kant een opgave en aan de andere kant het antwoord. Opgaven worden aangeboden en geoefend totdat een leerling snel (binnen 3 seconden) juist kan antwoorden.

266 Madelon van den Boer, Liesbeth Luycx & Peter F. de Jong Rekensprint kan zowel individueel als in groepjes worden ingezet. De leerlingen die deelnamen aan het onderzoek ontvingen de interventie in groepjes variërend van 2 tot 4 leerlingen van in totaal 19 verschillende behandelaren. Er was één keer sprake van individuele begeleiding. Daarnaast was er één groepje van 6 leerlingen en een groepje van 7 leerlingen. De gemiddelde groepsgrootte was 3.86 leerlingen. Per groepje werd uit de materialen van Rekensprint een passende selectie gemaakt van 12 oefenweken, waarbij de oefeningen per week zijn verdeeld over 3 sessies van 20 minuten. In het geval van minder forse problemen werd, zoals in de handleiding ook benoemd, regelmatig een oefendag overgeslagen. Het rekentraject werd verzorgd door masterstudenten Orthopedagogiek. Deze studenten volgden een eendaagse training waarin theoretische ontwikkelingsmodellen werden herhaald en werd geoefend met zowel de diagnostische als de behandelmaterialen. In de screening van de leerlingen, de opzet en uitvoering van de begeleiding en de terugkoppeling van de effecten van het rekentraject werden zij begeleid door een orthopedagoog op school. 2.4 Instrumenten Rekentempo De vaardigheid om accuraat en snel basale rekenbewerkingen uit te voeren, rekentempo, is gemeten met de Tempo Test Rekenen (TTR; de Vos, 1992). De TTR bestaat uit vijf rijen van elk 40 sommen van oplopende moeilijkheidsgraad, respectievelijk plussommen, minsommen, keersommen, deelsommen en alle typen sommen door elkaar. Kinderen werd gevraagd in een minuut per rij zo veel mogelijk sommen te maken, zonder een som over te slaan. Voor het huidige onderzoek zijn drie scores berekend: het totaal aantal goed ten behoeve van de groepsindeling en zowel het totaal aantal plus- en minsommen goed als het totaal aantal keer- en deelsommen goed ten behoeve van de groepsvergelijkingen. Cronbach’s alfa voor de combinatie van plus- en minsommen was .72 en voor de combinatie van keer- en deelsommen .70. De TTR biedt de mogelijkheid om het totaal aantal goed en het aantal plus- en minsommen goed om te zetten naar didactische leeftijd equivalenten (DLE’s); het aantal onderwijsmaanden dat een kind met gemiddelde rekenprestaties nodig heeft om een bepaalde score te halen. In dit onderzoek worden DLE’s gebruikt om rekenachterstanden te kwantificeren. Hiertoe wordt de DLE vergeleken met het daadwerkelijk aantal gevolgde onderwijsmaanden; de didactische leeftijd (DL). De uitgangspunten en het testmateriaal van de TTR zijn door de COTAN (1997) als goed beoordeeld, de betrouwbaarheid, normen en validiteit als onvoldoende. Desondanks werd de test gebruikt, aangezien de meetpretentie goed aansluit bij het doel van het huidige onderzoek. Gezien de onvoldoende normen worden alleen ruwe scores geanalyseerd. Leestempo De leesvloeiendheid van kinderen is gemeten met de Eén Minuut Test (EMT; Brus & Voeten, 1995). De EMT bestaat uit een lijst van 116 woorden van oplopende lengte en moeilijkheidsgraad. Kinderen werd gevraagd de woorden zo goed en zo snel mogelijk hardop voor te lezen. De score bestond uit het aantal correct gelezen woorden binnen een minuut. De paralleltestbetrouwbaarheid van de EMT ligt tussen .89 en .97. 2.5 Statistische analyse Om de effectiviteit van het rekentraject te analyseren is middels herhaalde metingen ANOVAs bepaald of de vooruitgang op aan de ene kant plus- en minsommen en aan de andere kant keer- en deelsommen groter is voor de interventiegroep dan voor de controlegroep. Hierbij werd de groep waar de leerling in zat (groep 5 of 6) meegenomen als

Effectieve begeleiding op ondersteuningsniveau 3 met Rekensprint 267 tweede tussen-personen variabele. Daarnaast werd, middels een vergelijkbare herhaalde metingen ANOVA, nagegaan of de groepen verschilden in vooruitgang in leesvaardigheid. De effectsize werd berekend als het verschil in vooruitgang tussen groepen gedeeld door de gepoolde standaarddeviatie (Fricke et al., 2017). 3. Resultaten Van de voorgeschreven 36 groepsgewijze oefensessies werden er gemiddeld 35.34 gegeven (SD = 1.48 sessies, range 30-36). Interventieleerlingen waren hier bij gemiddeld 33.33 sessies aanwezig (SD = 3.57 sessies, range 15- 36; van twee leerlingen was de aanwezigheid niet bekend). Hierbij werd voor 5 leerlingen begonnen met Rekensprint Start, terwijl 51 leerlingen volledig werden begeleid op basis van Rekensprint. Uit datacontrole bleek dat er geen sprake was van missende waarden of waarden meer dan 3 standaarddeviaties van het gemiddelde en dat de variabelen normaal verdeeld waren. De beschrijvende statistieken staan in Tabel 2. Voor de plus- en minsommen is binnen alle drie de onderzoeksgroepen sprake van vooruitgang tussen de voor- en nameting. Uit de ANOVA voor herhaalde metingen blijken hoofdeffecten van Tijd F(1,74) = 104.971, p < .001, Conditie F(2,74) = 10.747, p < .001 en Groep F(1,74) = 65.561, p < .001. Groep 6 scoorde beter dan groep 5. De hoofdeffecten van Tijd en Conditie werden gekwalificeerd door een interactie-effect F(1,74) = 8.094, p = .001. De vooruitgang tussen de voor- en nameting was niet voor alle condities gelijk. Middels contrasten is vastgesteld dat de interventie-beter groep significant meer vooruit ging dan de controlegroep F(1,74) = 7.997, p < .01, d = .90, terwijl de vooruitgang van de interventie-beter groep juist vergelijkbaar was met die van de interventie-zwak groep F(1,74) = 1.381, p = .244, d = .34. Ook op de keer- en deelsommen gaan alle drie de onderzoeksgroepen sterk vooruit. Uit de analyse blijkt echter deels een ander patroon. Wederom zijn er hoofdeffecten van Tijd F(1,74) = 63.395, p < .001, Conditie F(2,74) = 14.467, p < .001 en Groep F(1,74) = 42.227, p < .001. Net als bij de plus- en minsommen scoort groep 6 beter dan groep 5 en worden de hoofdeffecten van Tijd en Conditie gekwalificeerd door een interactie-effect F(1,74) = 4.294, p = .017. Uit contrasten blijkt, anders dan voor de plus- en minsommen, dat de interventie-beter groep even sterk vooruit ging als de controlegroep F(1,74) = 0.375, p = .542, d = .17, terwijl de interventie-zwak groep meer vooruit ging dan de interventiebeter groep F(1,74) = 4.977, p = .029, d = .76. TABEL 2. Beschrijvende Statistieken Rekentempo Interventie-beter (n = 28) Controle (n = 24) Interventie-zwak (n = 28) M SD Range M SD Range M SD Range Plus-min Voormeting 27.50 5.44 15-40 30.00 4.61 23-29 21.64 6.51 9-34 Nameting 35.14 6.30 22-51 33.13 3.93 25-39 31.29 8.13 15-48 Keer-deel Voormeting 21.79 6.17 12-36 18.83 4.79 10-27 12.43 4.76 2-22 Nameting 27.18 9.55 11-42 23.08 5.48 13-39 21.96 8.69 6-40

268 Madelon van den Boer, Liesbeth Luycx & Peter F. de Jong Van alle controleleerlingen, 16 interventiebeter en 17 interventie-zwak leerlingen, was zowel een voor- als een nameting beschikbaar van leestempo (zie Tabel 3). Uit de analyse blijkt dat de hoofdeffecten van Tijd F(1,51) = 19.914, p < .001 en Groep F(1,51) = 5.912, p = .019 significant zijn en het hoofdeffect van Conditie marginaal significant F(2,51) = 2.949, p = .061. Er zijn geen significante interactie-effecten. Alle groepen gaan dus ongeveer even veel vooruit in leestempo van de voor- naar de nameting. Hierbij scoort groep 6 hoger dan groep 5. TABEL 3. Beschrijvende Statistieken Leestempo Interventie-beter (n = 16) Controle (n = 24) Interventie-zwak (n = 17) M SD Range M SD Range M SD Range Voormeting 60.31 12.53 33-77 54.96 12.55 35-82 48.41 11.16 21-69 Nameting 64.13 9.65 44-78 58.12 12.16 38-84 52.47 11.03 24-77 4. Discussie Met deze studie werd geëvalueerd of een rekentraject rond de methode Rekensprint effectief kan worden ingezet op ondersteuningsniveau 3 ter versterking van het automatiseren van basale rekenbewerkingen. Hiertoe werd de vooruitgang op zowel plusen minsommen als keer- en deelsommen van de interventiegroep vergeleken met leerlingen die geen specifieke ondersteuning ontvingen op niveau 3. Binnen de interventiegroep werd een interventie-beter groep, die kon worden gematcht aan de controlegroep, onderscheiden van een interventie-zwak groep, die minder goed scoorde dan de controlegroep. Om de specificiteit van de effecten vast stellen werd tevens de vooruitgang in leestempo geanalyseerd. Voor de plus- en minsommen gingen de interventie-beter groep en de interventiezwak groep meer vooruit dan de controlegroep (groot effect). Voor de keer- en deelsommen gingen de interventie-beter en controlegroep even sterk vooruit, terwijl de vooruitgang groter was voor de interventiezwak groep (middelgroot effect ten opzichte van interventie-beter). Aangezien de oefening met keer- en deelsommen binnen Rekensprint minimaal is in verhouding tot de oefentijd voor plus- en minsommen, is het aannemelijk dat de grote vooruitgang in de interventie-zwak groep op zijn minst ten dele toe te schrijven is aan klassikale instructie en regressie naar het gemiddelde. De bevindingen geven hiermee aan dat Rekensprint vooral effectief is voor het automatiseren van een deel van de basisbewerkingen, namelijk plus- en minsommen tot 100. Deze effecten werden vastgesteld voor zowel kinderen met mildere (gemiddeld 6 onderwijsmaanden achterstand) als ernstigere rekenproblemen (gemiddeld 12 onderwijsmaanden achterstand) wanneer zij werden vergeleken met een controlegroep die geen extra ondersteuning kreeg op dit gebied. In leestempo gingen de onderzoeksgroepen in de interventieperiode even sterk vooruit. Samenvattend kan gesteld worden dat Rekensprint doet wat het beoogt te doen; er worden betekenisvolle effecten gevonden voor somtypen waarmee wordt geoefend, maar deze effecten generaliseren niet naar somtypen waarmee veel minder is geoefend, noch naar andere automatiseringsvaardigheden. Belangrijk is om op te merken dat de effectiviteit van Rekensprint is geëvalueerd binnen een rekentraject waarin specifieke keuzes zijn gemaakt omtrent selectie en aanpak. Zo is de gestelde behandelperiode 12 weken, met

Effectieve begeleiding op ondersteuningsniveau 3 met Rekensprint 269 3 sessies van ongeveer 20 minuten per week. Deze interventieduur is relatief kort, zowel in vergelijking met andere studies (Dennis et al., 2016), als in relatie tot de voorgestelde interventieduur op ondersteuningsniveau 3 (Groenestijn et al., 2011). In de praktijk wordt een eerste periode Rekensprint regelmatig vervolgd met een tweede deelname aan het rekentraject of verdere begeleiding middels een andere aanpak. Voor het huidige onderzoek waren helaas te weinig gegevens beschikbaar van leerlingen die langer zijn begeleid met Rekensprint. Wanneer deze gegevens in de toekomst wel geanalyseerd kunnen worden, is vooral het effect op keer- en deelsommen interessant. Mogelijk ontstaat dit effect wanneer er langer wordt gewerkt met Rekensprint en daarmee ook meer aandacht is voor de moeilijkere somtypen. Eigenlijk is het indrukwekkend dat er grote effecten worden gevonden van zo’n kortdurende interventie, ook al zijn die effecten specifiek. Daar komt bij dat aan het rekentraject kinderen deelnamen met beneden gemiddelde tot zwakke rekenresultaten (laagste 25%). Voorheen is gevonden dat de effecten van rekenbegeleiding groter zijn voor kinderen met laaggemiddelde resultaten (laagste 25-50%), dan voor kinderen met beneden gemiddelde tot zwakke scores (Toll & van Luit, 2012). De effectiviteit van Rekensprint bleek juist even groot of zelfs groter voor leerlingen met een grote achterstand in basale rekenbewerkingen. Daar staat echter tegenover dat de effecten specifiek waren voor datgene dat direct geoefend is en werden vastgesteld ten opzichte van een controlegroep die geen ondersteuning ontving buiten de klas. Vervolgonderzoek is nodig om vast te stellen of de gevonden vooruitgang ook bijdraagt aan betere prestaties op complexere rekentaken. Daarnaast is gerichte vergelijking wenselijk van Rekensprint met andere vormen van ondersteuning op zorgniveau 3. Binnen het ondersteuningsmodel wordt niveau 3 gezien als een moment van selectie (Vaughn & Fuchs, 2003; van Groenestijn et al., 2011). Voor ruim de helft van de kinderen wordt verwacht dat een periode ondersteuningsniveau 3 voldoende is om daarna weer mee te kunnen met de klas. Voor een kleine minderheid, echter, wordt juist verwacht dat met ondersteuningsniveau 3 de didactische resistentie wordt aangetoond. De rekenproblemen van deze kinderen, met name op het gebied van basale rekenvaardigheden, blijken dermate hardnekkig dat aanvullend gespecialiseerde vormen van zorg buiten de school geïndiceerd zijn, waarin de aard van de problematiek wordt onderzocht en meer op het individu afgestemde vormen van hulp worden geboden. Dit verklaart mede waarom gemiddeld genomen de rekenachterstanden wel fors verminderd waren, maar niet waren verdwenen aan het eind van het rekentraject. Een aanzienlijk deel van de kinderen met rekenproblemen is ook met hulp op ondersteuningsniveau 3 niet in staat hun automatiseringsachterstanden in te lopen. De verwachting dat Rekensprint effectief zou zijn, was vooral gebaseerd op bevindingen met het vergelijkbare programma MathFlash (Fuchs et al., 2009). De effecten voor plus- en minsommen behaald met Rekensprint zijn groter (d = .90) dan die met MathFlash (d = .55). Een opvallend verschil tussen de programma’s is dat binnen MathFlash enkel geoefend wordt met sommen tot 20, terwijl binnen Rekensprint sommen tot 100 worden behandeld. Fuchs en collega’s vonden even grote effecten op plus- en minsommen wanneer er naast simpele sommen ook geoefend werd met de toepassing van dergelijke bewerkingen binnen andersoortige sommen, namelijk verhaalsommen. De huidige studie lijkt daaraan toe te voegen dat het effect even groot of zelfs groter is wanneer niet enkel wordt geoefend met rekenfeiten tot 20, maar wordt uitgebreid naar het automatiseren van sommen met dubbele cijfers. Een ander belangrijk kenmerk van deze studie ten opzichte van die van Fuchs et al. (2009) is dat de onderzoekers niet betrokken waren bij de uitvoering van de interventie. Dit kan de effectiviteit van een interventie negatief beïnvloeden, omdat de interventietrouw bij volledig vrije implementatie lager kan zijn (Durlak & DuPre, 2008). Binnen de huidige studie bleek de interventietrouw echter uitzonderlijk hoog. Ruim 98% van

270 Madelon van den Boer, Liesbeth Luycx & Peter F. de Jong de voorgeschreven sessies werd verzorgd en leerlingen namen gemiddeld aan zo’n 94% van die sessies deel. Deze hoge interventietrouw is waarschijnlijk toe te schrijven aan de strakke sturing van selectie tot afronding van het rekentraject door de orthopedagoogbegeleiders van de behandelaren, evenals de motivatie van behandelaren voor wie de uitvoering van het traject bijdroeg aan hun studiesucces. Het rekentraject zou minder effectief kunnen blijken wanneer het wordt ingezet door scholen met andere behandelaren en andere vormen van sturing en begeleiding. Dit praktijkgerichte onderzoek toont aan dat leerlingen met achterstanden in basale rekenbewerkingen met Rekensprint effectief geholpen kunnen worden op ondersteuningsniveau 3. Het onderzoek kent echter beperkingen in zowel de gebruikte instrumenten als het aantal meetmomenten. In vervolgonderzoek zou een follow up meting ongeveer een jaar na het eind van het rekentraject wenselijk zijn. Omdat follow-up onderzoek (nog) geen onderdeel uitmaakt van het rekentraject, waren deze gegevens helaas niet beschikbaar voor het huidige onderzoek. Tevens zou er gewerkt kunnen worden met een uitgebreider of sterker op betrouwbaarheid en validiteit getoetst instrument. Al sluit de meetpretentie van het meetinstrument in de huidige studie wel naadloos aan op het onderzoeksdoel. Daarnaast zou het wenselijk zijn informatie te verzamelen over de rekeninstructie in de klas. Het is nu bijvoorbeeld onduidelijk of kinderen met Rekensprint daadwerkelijk enkel verder oefenden met wat in de klas al was aangeleerd of dat de gehanteerde rijgstrategie eigenlijk nieuw voor hen was. Een belangrijke kwestie binnen interventieonderzoek is het opschalen (Dennis et al., 2016). Hoewel binnen de huidige studie een toepassing van Rekensprint in de praktijk is getoetst, is de interventie nog steeds ingezet op relatief kleine schaal. Een verdere toets op grotere schaal, met meer variatie in vormen van screening en aanpak kan het inzicht in de effectiviteit van Rekensprint versterken. De resultaten van de huidige studie ondersteunen de inzet van Rekensprint op scholen om kinderen met specifieke rekenproblemen te helpen, zeker wanneer er voldoende aandacht is voor interventietrouw. Uit onderzoek blijkt echter dat rekenproblemen al vroeg te identificeren zijn en daarna redelijk stabiel blijven (Nelson & Powell, 2018). Dit zou spreken voor de aanpak van rekenproblemen in eerdere schooljaren dan groep 5 en 6 in de huidige studie. Vooral Rekensprint Start kan hiervoor worden gebruikt. De oefeningen in Rekensprint Start zijn gericht op voorbereidende en basale rekenvaardigheden en kunnen al in groep 3 of 4 worden gebruikt om kinderen met (milde) achterstanden in rekenen te begeleiden. Gezien de hiërarchische ontwikkeling van rekenen en het centrale belang van rekenfeiten hierin (Fuchs et al., 2006) kan ook onderzocht worden hoe oefenmethoden als Rekensprint ingezet zouden kunnen worden op ondersteuningsniveau 1 en 2. Referenties Brus, B. & Voeten, B. (1995). Eén minuut test vorm A en B. Verantwoording en handleiding. Swets & Zeitlinger. Butterworth (2005). The development of arithmetic abilities. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 46, 3-18. doi: 10.1111/j.1469-7610.2005.00374.x Commissie Testaangelegenheden Nederlands (COTAN). (1997). Tempo Test Rekenen, TTR. https://www. cotandocumentatie.nl/beoordelingen/b/13750/tempo-test-rekenen/ Dennis, M.S., Sharp, E., Chovanes, J., Thomas, A., Burns, R.M., Custer, B., & Park, J. (2016). A metaanalysis of empirical research on teaching students with mathematics learning difficulties. Learning Disabilities Research and Practice, 31, 156–168. doi: 10.1111/ldrp.12107

Effectieve begeleiding op ondersteuningsniveau 3 met Rekensprint 271 Dietrichson, J., Filges, T., Seerup, J.K., Klokker, R.H., Viinholt, B.C.A., Bog, M., & Eiberg, M. (2021). Targeted school-based interventions for improving reading and mathematics for students with or at risk of academic difficulties in Grades K-6: A systematic review. Compbell Systematic Reviews, 17, e1152. doi: 10.1002/cl2.1152 Durlak, J.A., & DuPre, E.P. (2008). Implementation matters: A review of research on the influence of implementation on program outcomes and the factors affecting implementation. American Journal of Community Psychology, 41, 327-350. doi: 10.1007/s10464-008-9165-0 Fricke, S., Burgoyne, K., Bowyer-Crane, C., Kyriacou, M., Zosimidou, A., Maxwell, L., ... & Hulme, C. (2017). The efficacy of early language intervention in mainstream school settings: a randomized controlled trial. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 58, 1141-1151. doi: 10.1111/jcpp.12737 Friso-van den Bos, I., Ven, S.H.G., van der, Kroesbergen, E.H., & Luit, J.E.H., van (2013). Working memory and mathematics in primary school children: A meta-analysis. Educational Research Review, 10, 29-44. doi: 10.1016/j.edurev.2013.05.003 Fuchs, L.S., Fuchs, D., Compton, D.L., Powell, S.R., Seethaler, P.M., Capizzi, A.M., ... & Fletcher, J.M. (2006). The cognitive correlates of third-grade skill in arithmetic, algorithmic computation, and arithmetic word problems. Journal of Educational Psychology, 98, 29-43. doi: 10.1037/0022-0663.98.1.29 Fuchs, L.S., Fuchs, D., Powell, S.R., Seethaler, P.M., Cirino, P.T., & Fletcher, J.M. (2008). Intensive intervention for students with mathematics disabilities: Seven principles of effective practice. Learning Disability Quarterly, 31, 79–92. doi: 10.2307/20528819 Fuchs, L.S., Geary, D.C., Compton, D.L., Fuchs, D., Schatschneider, C., Hamlett, C.L., … Changas, P. (2013). Effects of First-Grade number knowledge tutoring with contrasting forms of practice. Journal of Educational Psychology, 105, 58-77. doi: 10.1037/a0030127 Fuchs, L.S., Powell, S.R., Seethaler, P.M., Cirino, P.T., Fletcher, J.M., Fuchs, D., Hamlett, C.L., & Zumeta, R.O. (2009). Remediating number combination and word problem deficits among students with mathematics difficulties: A randomized control trial. Journal of Educational Psychology, 101, 561–576. doi: 10.1037/a0014701 Geary, D.C. (2004). Mathematics and learning disabilities. Journal of Learning Disabilities, 37, 4–15. doi: 10.1177/00222194040370010201 Geary, D.C., Brown, S.C., & Samaranayake, V.A. (1991). Cognitive addition: A short longitudinal study of strategy choice and speed-of-processing differences in normal and mathematically disabled children. Developmental Psychology, 27, 787-797. doi: 10.1037/0012-1649.27.5.787 Gersten, R., Jordan, N.C., & Flojo, J.R. (2005). Early identification and interventions for with mathematics difficulties. Journal of Learning Disabilities, 38, 293–304. doi: 10.1177/00222194050380040301 Groenestijn, M., van, Borghouts, C., & Janssen, C. (2011). Protocol Ernstige Reken-Wiskunde problemen en Dyscalculie. Assen: Van Gorcum. Jordan, N.C., Hanich, L.B., & Kaplan, D. (2003). A longitudinal study of mathematical competencies in children with specific mathematics difficulties versus children with comorbid mathematics and reading difficulties. Child development, 74, 834-850. doi: 10.1111/1467-8624.00571 Kroesbergen, E.H., & Luit, J.E.H., van (2003). Mathematics Interventions for Children with special needs. Remedial and Special Education, 24, 97–114. doi: 10.1177/07419325030240020501 Landerl, K., Bevan, A., & Butterworth, B. (2004). Developmental dyscalculia and basic numerical capacities: A study of 8–9-year-old students. Cognition, 93, 99-125. doi: 10.1016/j.cognition.2003.11.004

272 Madelon van den Boer, Liesbeth Luycx & Peter F. de Jong Nelson, G., & Powell, S.R. (2018). A systematic review of longitudinal studies of mathematics difficulty. Journal of Learning Disabilities, 51, 523–539. doi: 10.1177/0022219417714773 Peng, P. & Fuchs, D. (2016). A meta-analysis of working memory deficits in children with learning difficulties: Is there a difference between verbal domain and numerical domain? Journal of Learning Disabilities, 49, 3-20. doi: 10.1177/0022219414521667 Raddatz, J.L., Kuhn, J, Holling, H., Moll, K., & Dobel, C. (2017). Comorbidity of arithmetic and reading disorder: Basic number processing and calculation in children with learning impairments. Journal of Learning Disabilities, 50, 298-308. doi: 10.1177/0022219415620899 Siegler, R.S., & Shrager, J. (1984). Strategy choice in addition and subtraction: How do children know what to do? In C. Sophian (Ed.), Origins of cognitive skills (p. 229-293). Erlbaum. Struiksma, A. (2005) Continuüm van zorg, voor de zorgroute van leerlingen met leesproblemen en dyslexie. Masterplan Dyslexie Theunissen, M. (2012). Rekensprint start handleiding. Abimo Uitgeverij. Theunissen, M. (2013). Rekensprint handleiding. Abimo Uitgeverij. Toll, S.W.M., Kroesbergen, E.H., Luit, J.E.H., van (2016). Visual working memory and number sense: Testing the double deficit hypothesis in mathematics. British Journal of Educational Psychology, 86, 429-445. doi: 10.1111/bjep.12116 Toll, S.W.M., & Luit, J.E.H., van (2012). Early numeracy intervention for low-performing kindergarteners. Journal of Early Intervention, 34, 243–264. doi: 10.1177/1053815113477205 Vaughn, S., & Fuchs, L.S. (2003). Redefining learning disabilities as inadequate response to instruction: The promise and potential problems. Learning Disabilities Research and Practice, 18, 137–146. doi: 10.1111/1540-5826.00070 Vos, T., de (1992). Tempo Test Rekenen (TTR). Berkhout.

Effectieve begeleiding op ondersteuningsniveau 3 met Rekensprint 273 Appendix Beschrijvende statistieken voor groep 5 en 6 apart TABEL A1A. Beschrijvende Statistieken Rekentempo Groep 5 Interventie-beter (n = 15) Controle (n = 13) Interventie-zwak (n = 17) M SD Range M SD Range M SD Range Plus-min Voormeting 23.93 4.17 15-30 27.08 2.66 23-31 18.06 4.51 9-28 Nameting 31.67 5.35 22-39 30.92 3.52 25-37 28.29 8.26 15-48 Keer-deel Voormeting 17.67 4.08 12-27 16.31 4.63 10-25 10.24 3.40 2-15 Nameting 22.60 9.03 11-38 21.08 6.36 13-39 18.94 6.21 9-31 TABEL A1B. Beschrijvende Statistieken Rekentempo Groep 6 Interventie-beter (n = 13) Controle (n = 11) Interventie-zwak (n = 11) M SD Range M SD Range M SD Range Plus-min Voormeting 31.62 3.48 28-40 33.45 4.01 27-39 27.18 5.12 18-34 Nameting 39.15 4.83 35-51 35.73 2.61 32-39 35.91 5.54 28-43 Keer-deel Voormeting 26.54 4.54 20-36 21.82 2.99 17-27 15.82 4.69 9-22 Nameting 32.46 7.33 19-42 25.45 3.01 21-30 26.64 10.14 6-40 TABEL A2A. Beschrijvende Statistieken Leestempo Groep 5 Interventie-beter (n = 8) Controle (n = 13) Interventie-zwak (n = 12) M SD Range M SD Range M SD Range Voormeting 57.00 16.26 33-77 53.08 11.47 36-77 45.50 9.84 21-57 Nameting 59.38 10.45 44-76 56.31 11.56 39-84 49.33 9.76 24-61 TABEL A2B. Beschrijvende Statistieken Leestempo Groep 6 Interventie-beter (n = 8) Controle (n = 11) Interventie-zwak (n = 5) M SD Range M SD Range M SD Range Voormeting 63.63 6.87 57-74 57.18 13.95 35-82 55.40 12.08 44-69 Nameting 68.88 6.24 60-78 60.27 13.05 38-79 60.00 11.14 49-77

274 Orthopedagogiek: Onderzoek en Praktijk, 61 (6), 274 (november-december 2022) De beperkte rol van aandachtsconcentratie bij leren lezen Sietske A.E. Walda, Lydia Weenk & Marjolijn van Weerdenburg1 The limited role of attentional skill in learning to read Orthopedagogiek: Onderzoek en Praktijk, 61 (6), 274-292 © Gompel&Svacina | ISSN 2211-6273 | november-december 2022 SAMENVATTING Leesproblemen en dyslexie worden het meest in verband gebracht met fonologische problemen, maar lijken ook samen te hangen met onder andere aandachtsconcentratie. De inhibitietheorie beschrijft aandachtsconcentratie vanuit een wiskundig perspectief, waarbij de reactietijden van herhaalde basale, geautomatiseerde taken als basis dienen voor het vaststellen van het niveau van de aandachtsconcentratie (van der Ven et al., 2017). Een voorbeeld van een dergelijke taak is de Aandachts Concentratie Test (ACT). Om de reactietijden van de ACT juist te registreren is het noodzakelijk dat de test zonder fouten gemaakt wordt. Uit eerder onderzoek bleek dat de aanname dat iedereen de ACT foutloos zou moeten kunnen afmaken, niet zonder meer geldt voor een groot deel van de leerlingen met dyslexie. Daarnaast bleek dat oefenen van de ACT niet leidde tot een verbetering van de prestaties op deze taak en ook niet tot een grotere vooruitgang tijdens de dyslexiebehandeling (Walda et al., 2022). Het huidige experiment heeft als doel te onderzoeken of deze aanname terecht was voor leerlingen zonder dyslexie en of de resultaten van het oefenen van de ACT verschillen tussen leerlingen met en zonder dyslexie. De resultaten van zes oefensessies met de ACT van 22 leerlingen met dyslexie uit het eerdere experiment werden vergeleken met die van 34 leerlingen zonder dyslexie op een reguliere basisschool. Beide groepen leerlingen werden, verdeeld over een experimentele conditie en controleconditie, twee keer getest om zo de effecten te onderzoeken van het oefenen met de ACT. Het meest in het oog springende resultaat was dat de leerlingen zonder dyslexie direct in staat bleken te zijn de ACT foutloos af te maken. Er zijn nauwelijks significante verschillen gevonden tussen experimentele condities en controlecondities; beide bleken vooruitgang te boeken op het technisch lezen van woorden en tekst, hoewel de vooruitgang in de groep leerlingen met dyslexie duidelijker was dan in de groep leerlingen zonder dyslexie. De belangrijkste conclusie luidt dan ook dat aandachtsconcentratie weinig betekenis lijkt te hebben wanneer het doel de vooruitgang in technisch lezen is. Geadviseerd wordt om leesonderwijs daarom juist te richten op de concrete taak van het technisch lezen en daarbij de aanbevelingen uit het meest recente Protocol Dyslexie Diagnostiek en Behandeling (Tijms et al., 2021) ter harte te nemen. Kernwoorden: dyslexie, aanvankelijk lezen, aandachtsconcentratie, inhibitietheorie

De beperkte rol van aandachtsconcentratie bij leren lezen 275 SUMMARY Reading difficulties and dyslexia are most commonly associated with phonological problems, but also appear to be related to, among other things, attentional skill. Inhibition theory describes attentional skill from a mathematical perspective, in which the reaction times of repeated basic, automated tasks serve to determine the level of attentional skill (see van der van der Ven et al., 2017). An example is the Attention Concentration Test (ACT). To register the reaction times of the ACT correctly, it is required that the test is finished without making any errors. Previous research has shown that the assumption that everyone should be able to complete the ACT without errors is not necessarily true for a large proportion of children with dyslexia. In addition, it was found that practicing the ACT did not improve performance on this task, nor did it improve progress during dyslexia treatment (Walda et al., 2022). The present experiment aims to investigate whether this assumption was correct for children without dyslexia and whether the results of practicing the ACT task differ between children with and without dyslexia. The results of six practice sessions with the ACT task of 22 children with dyslexia from the previous experiment were compared with those of 34 children without dyslexia at a regular primary school in the Netherlands. Using a pretest-posttest control group design, the effects of practicing the ACT task were examined for both groups. The most striking result was that the students without dyslexia were immediately able to complete the ACT without errors. Hardly any significant differences were found between experimental and control conditions; both were found to make progress in word and text decoding, although the progress in the group of children with dyslexia was more obvious than in the group of children without dyslexia. The main conclusion is therefore that attentional skill seems to be of little interest when the goal is progress in decoding skills. Therefore, the advice is to focus on the bare task of decoding during reading instruction and to take into account the recommendations from the most recent Dyslexia Diagnosis and Treatment Protocol (Tijms et al., 2021). Keywords: dyslexia, initial reading, attentional skill, inhibition theory OVER DE AUTEURS Sietske Walda, MSc., is onderzoeker bij het Behavioural Science Institute (BSI) en docent bij Pedagogische Wetenschappen van Primair Onderwijs van de Radboud University, Nijmegen. E-mail: sietske.walda@ ru.nl. Lydia Weenk, MSc., is orthopedagoog bij het Candea College in Duiven. Dr. Marjolijn van Weerdenburg is onderzoeker bij het BSI en het expertisecentrum Radboud Talent in Ontwikkeling en docent bij de opleiding Pedagogische Wetenschappen. E-mail: marjolijn.vanweerden[email protected]. ABOUT THE AUTHORS Sietske Walda, MSc., is member of the Behavioural Science Institute (BSI) and teacher trainer at Pedagogische Wetenschappen van Primair Onderwijs [Pedagogical Science of Primary Education] at Radboud University, Nijmegen. E-mail: [email protected]. Lydia Weenk, MSc., is orthopedagogue at Candea College, Duiven. Dr. Marjolijn van Weerdenburg is member of the BSI and of the expertise centre Radboud Talent in Ontwikkeling [Radboud Talent in Development] and teacher at Pedagogical Sciences. E-mail: marjolijn.van[email protected].

276 Sietske A.E. Walda, Lydia Weenk & Marjolijn van Weerdenburg 1. Inleiding Dyslexie verwijst naar ernstige problemen met het leren lezen en spellen (Vellutino et al., 2004). Afhankelijk van de bron ondervindt ongeveer 3-15% van de leerlingen in het basisonderwijs problemen met het technisch leren lezen (Pennington, 2009; Shaywitz et al., 1992; Snowling, 2000). Wetenschappelijk onderzoek in combinatie met ervaring uit de onderwijspraktijk heeft geleid tot best practices voor vroegtijdige interventie. Braams&Partners is een instituut voor leerstoornissen waar onder andere behandeling van ernstige dyslexie plaatsvindt. In deze praktijk merkten de leesspecialisten dat de behandeling voor een subgroep van leerlingen met ernstige problemen niet voldoende was. Omdat een beperkte ontwikkeling van lees- en spellingsvaardigheden ook leidt tot ongelijke kansen in het onderwijs en de samenleving, is het van het grootste belang dat de oorzaken van deze hardnekkige leesproblemen worden onderzocht. Hoewel de meeste leerlingen die voor diagnostiek en behandeling naar Braams&Partners komen, vallen binnen de criteria van het Protocol Dyslexie Diagnostiek en Behandeling (Blomert, 2006; Nationaal Referentiecentrum Dyslexie, 2013; Tijms et al., 2021; zie Methode van dit manuscript), bedoelen we hier met dyslexie ernstige en hardnekkige achterstanden in het leren lezen en/of spellen. De meeste remediëringsprogramma’s voor lees- en spellingproblemen zijn gericht op het versterken van fonologische vaardigheden. De algemeen erkende verklarende factor voor dyslexie is immers een fonologisch tekort (bijvoorbeeld Torgesen, 2005). Fonologische problemen verklaren echter slechts een beperkte hoeveelheid unieke variantie (16,1% volgens een meta-analyse van MelbyLervåg et al., 2012). Dit impliceert dat er andere factoren zijn die ook bijdragen aan de problemen waarmee leerlingen met dyslexie worden geconfronteerd. In de literatuur worden verschillende factoren genoemd en één daarvan is het executief functioneren (zie bijvoorbeeld Brosnan et al., 2002). In de huidige studie hebben we ons binnen het executief functioneren specifiek gericht op de rol van aandachtsconcentratie bij leerlingen met leesproblemen. Het is de moeite waard om te onderzoeken of leerlingen met leesproblemen een tekort hebben in de aandachtsconcentratie en in hoeverre dit de remediatie van het leesprobleem in de weg staat. Leesproblemen kunnen worden beïnvloed door een gebrek aan aandachtsconcentratie als gevolg van beperkingen in cognitieve informatieverwerking. Capaciteitsbeperkingstheorieën, die voortkomen uit de informatieverwerkingstheorie van Broadbent, conceptualiseren aandacht als een beperkt en selectief cognitief proces (Mole, 2017; Scerif & Wu, 2014). Tekortkomingen in dit proces kunnen de cognitieve verwerking belemmeren. Leessnelheid en -accuratesse worden beïnvloed door de mate waarin andere mentale processen om aandacht concurreren met de leestaak. Uit onderzoek blijkt dat zelfs volwassen, ervaren lezers, een bepaalde hoeveelheid aandacht nodig hebben voor het proces van technisch lezen (Reynolds & Besner, 2006). De meest genoemde perspectieven om naar aandacht te kijken zijn het cognitieve perspectief, het neuropsychologische perspectief en het gedragsanalytische perspectief. De perspectieven verschillen in de mate en hoeveelheid van componenten die onderscheiden worden, maar in alle drie de perspectieven zijn de elementen volgehouden aandacht en selectieve aandacht te herkennen (Halperin, 1996). Als het gaat om het meten van aandacht, is er echter discussie over de vraag of de afzonderlijke componenten te meten zijn in een individu. Volgehouden aandacht zou bijvoorbeeld ook voortdurende selectieve aandacht kunnen zijn (Barkley, 1996). Om verwarring rondom het concept aandachtsconcentratie te voorkomen, stellen we hierbij dat de huidige studie aandachtsconcentratie als proces van doelbewuste verwerking van informatie onderzoekt. Gezien het feit dat het onderscheid tussen aandachtscomponenten bij het meten van aandachtsconcentratie in individuen discutabel is, wordt er in het huidige experiment voor gekozen om aandachtsconcentratie als doel-

De beperkte rol van aandachtsconcentratie bij leren lezen 277 bewuste verwerking van informatie te meten zonder onderscheid te maken tussen volgehouden aandacht en selectieve aandacht. 2. Aandacht en inhibitietheorie Het bestuderen van aandachtsconcentratie kent een lange traditie die begon met de zogenaamde continuous-performance taken van Hylan (1898). Een dergelijke taak bestaat uit een reeks relatief basale en vergelijkbare items waarop de proefpersoon zo snel mogelijk moet reageren met een simpel antwoord dat steeds hetzelfde is. De continuousperformance taken zijn ontstaan uit de cognitieve benadering van de psychologie. Van der Ven en collega’s ontwikkelden een manier om aandacht te beschrijven vanuit een wiskundig perspectief gebaseerd op de inhibitietheorie (Hotulainen et al., 2014; Pieters & van der Ven, 1982; van der Ven, 2019; van der Ven et al., 1989; Smit & van der Ven, 1995; van der Ven et al., 2005). Om de analyse van reeksen reactietijden van continuous-performance taken op basis van de inhibitietheorie te begrijpen, beschrijven we drie fundamentele veronderstellingen van de inhibitietheorie voorgesteld door Smit en van der Ven (1995, p. 268): 1. Als tijdens mentale activiteiten een bepaalde hoeveelheid aandacht nodig is, ontstaan zeer korte, afwisselende perioden van aandacht en afleiding. Tijdens perioden van aandacht zijn personen echt betrokken bij de taak en tijdens afleidingsperioden zijn ze afgeleid en niet bezig met de taak. Voor dezelfde taak zijn de perioden van aandacht steeds gelijk. 2. Tijdens perioden van afleiding is een persoon niet aan het werk. De neiging tot afleiding neemt toe tijdens perioden van werk. De neiging tot afleiding neemt af tijdens perioden van niet-werk. 3. De neiging tot afleiding fluctueert tijdens perioden van werk en perioden van nietwerk. Deze veronderstellingen leiden tot twee criteria waaraan moet worden voldaan wanneer taken worden gebruikt om aandachtsconcentratie te meten. Het eerste criterium is dat de taak bestaat uit een reeks items met dezelfde moeilijkheidsgraad en dat de responstijden van elk afzonderlijk item moeten worden geregistreerd. De lengte van de taak dient zodanig te zijn dat de reactietijden van een deelnemer een bepaald constant niveau bereiken. Reactietijden hebben namelijk de neiging om in het begin van de taak toe te nemen en pas na verloop van tijd stationair te worden. Het tweede criterium is dat de taak relatief eenvoudig is. Zo kunnen de reacties geautomatiseerd worden. Dit maakt het mogelijk om het maximale potentieel van een individu te meten. Van der Ven et al. (2017) ontwikkelden een taak die aan voorgaande criteria voldoet: de Aandachts Concentratie Test (ACT). De ACT is een experimentele computertaak (http://www.socsci.ru.nl/advdv/actengl. html; zie de beschrijving van materialen in de Methode voor meer details). Tijdens de taak toont het computerscherm een aantal balken met gekleurde blokken of blokken met dobbelsteenstippen. Elke balk bestaat uit 18 blokken en de opdracht is om steeds hetzelfde doelblok (bijvoorbeeld met een rode kleur of met een bepaald aantal stippen) aan te klikken met de muis, zoveel als er voorkomen in de balk en van links naar rechts. Wanneer de deelnemer het laatste doelblok heeft aangeklikt, verschijnt de volgende balk. De ACT zou relatief eenvoudig moeten zijn; een uitgangspunt van de ontwikkelaars van de ACT is dat iedereen 25 balken van de ACT moet kunnen uitvoeren zonder fouten te maken (Smit & van der Ven, 1995). De ACT biedt op basis van de resultaten twee maten voor aandachtsconcentratie, namelijk de logaritme van de werksnelheid en de logaritme van de gemiddelde distractietijd. Zie Figuur 1 voor een voorbeeld van het computerbeeld tijdens de taak. In continuous-performance taken wordt de logaritme van de gemiddelde distractietijd gezien als maat voor aandachtsconcentratie als proces van doelbewuste verwerking van informatie. De werksnelheid lijkt een minder specifieke maat voor

278 Sietske A.E. Walda, Lydia Weenk & Marjolijn van Weerdenburg aandachtsconcentratie als proces van doelbewuste informatieverwerking dan de logaritme van de gemiddelde distractietijd. De logaritme van de werksnelheid lijkt meer te zeggen over de algemene snelheid van informatieverwerking (Barkley, 1996). Hoewel continuous-performance taken als de ACT soms beschouwd worden als een maat voor intelligentie of begaafdheid (zie bijvoorbeeld Smit & van der Ven, 1995 en Nissan et al., 2013), willen wij in deze studie de operationalisatie zuiver houden. We beschouwen de ACT daarom als maat voor aandachtsconcentratie als proces van doelbewuste verwerking van informatie. Voor een diepgaandere toelichting op de inhibitietheorie en de ACT wordt verwezen naar Walda et al. (2022) en van der Ven et al. (2017). FIGUUR 1. Voorbeeld van het beeld van een van de 25 balken van een ACT-afname 3. Resultaten met de ACT bij leerlingen met dyslexie Walda et al. (2022) bestudeerden de rol van aandachtsconcentratie bij leerlingen met dyslexie die een dyslexiebehandeling volgden bij Braams&Partners. Voorafgaand aan de dyslexiebehandeling en tijdens drie meetmomenten werd de aandachtsconcentratie gemeten met behulp van de ACT. Een belangrijke bevinding van het experiment van Walda et al. (2022) is dat veel leerlingen met dyslexie (ongeveer 65%) de vereiste 25 opeenvolgende balken van de ACT niet foutloos konden afmaken. Ongeveer de helft van de leerlingen oefende om de week met tien ACTbalken. Desalniettemin was 26,9% van deze ACT-trainingsgroep na negen maanden nog steeds niet in staat om de ACT zonder fouten af te ronden. Dus ongeacht of ze aan de ACT-oefensessies waren blootgesteld, lukte het leerlingen met dyslexie niet om de ACT af te maken en beheersten ze de ACT op een later meetmoment ook nauwelijks. Een andere belangrijke conclusie van Walda et al. (2022) was dat de vooruitgang in leesvaardigheid tijdens de dyslexiebehandeling niet werd beïnvloed door de aandachtsconcentratie. Van de leerlingen die erin slaagden om 25 opeenvolgende balken van de ACT af te maken, was de vooruitgang op technisch lezen en spellen van leerlingen met hoge ACT-scores vergelijkbaar met die van leerlingen met lage ACT-scores. 4. Doel en onderzoeksvragen De voorgaande resultaten met de ACT bij leerlingen met dyslexie roepen vragen op die nader onderzoek vereisen. Een eerste belangrijke vraag is of de prestaties op de ACT van leerlingen met dyslexie afwijken van die van leerlingen zonder dyslexie. Het experiment zal moeten uitwijzen of het voor leerlingen zonder dyslexie van ongeveer dezelfde leeftijd ook moeilijk is om de ACT foutloos te maken. Daarnaast vragen we ons af of de scores die uit de ACT volgen vergelijkbaar zijn tussen leerlingen met en leerlingen zonder dyslexie. Ten tweede is het interessant om te onderzoeken of er verschillen zijn in de manier waarop leerlingen met en zonder dyslexie reageren op het oefenen van de ACT. Daarbij kan onderscheid gemaakt worden in effecten op de aandachtsconcentratie zelf en effecten op de vooruitgang in lezen. In het laat-

De beperkte rol van aandachtsconcentratie bij leren lezen 279 ste geval is niet zozeer het niveau van lezen interessant, maar juist de vooruitgang. Dat is immers de belangrijkste parameter in een dyslexiebehandeling en biedt aanknopingspunten voor eventuele aanpassingen in de behandeling. Zodoende zijn voor het huidige experiment de volgende onderzoeksvragen opgesteld: 1. Verschillen leerlingen met dyslexie van leerlingen zonder dyslexie in hun prestaties op de ACT? 2. Heeft het trainen van de ACT invloed op de prestaties op de ACT bij leerlingen met en leerlingen zonder dyslexie? 3. Heeft het trainen van de ACT invloed op de vooruitgang in lezen bij leerlingen met en leerlingen zonder dyslexie? 5. Methode 5.1 Deelnemers Voor de huidige studie is een groep leerlingen zonder dyslexie en een groep leerlingen met dyslexie onderzocht. Voor beide groepen leerlingen zijn een experimentele conditie en een controleconditie samengesteld. De data zijn verzameld in 2009 en 2010 als onderdeel van promotie-onderzoek van Walda (2023). De data van de groep leerlingen zonder dyslexie zijn verzameld door een masterstudent en gebruikt voor haar scriptie (Weenk, 2012). De data van de groep leerlingen met dyslexie maken onderdeel uit van een grotere studie binnen het promotie-onderzoek (Walda et al. 2022). Door omstandigheden heeft publicatie van deze resultaten op zich laten wachten. Er zijn geen redenen om aan te nemen dat deze vertraging gevolgen heeft gehad voor de geldigheid van de resultaten. De leerlingen zonder dyslexie volgden onderwijs in de groepen 3 tot en met 5 op een school voor regulier basisonderwijs in het Oosten van Nederland. De deelnemers in de experimentele conditie zonder dyslexie waren 13 leerlingen (8 meisjes en 5 jongens) in de leeftijd van 6;8 tot 9;6 jaar. De deelnemers in de controleconditie zonder dyslexie waren 21 leerlingen (6 meisjes en 15 jongens) in de leeftijd van 6;7 tot 9;5 jaar. De leerlingen in de experimentele conditie en controleconditie verschilden niet in leeftijd, non-verbaal redeneren (gemeten met de subtest Matrix redeneren van de WNV-NL), en de uitkomstvariabelen woorden lezen en tekst lezen (resultaat t-testen alle p’s >.05). Voor de groep leerlingen met dyslexie geldt dat alle leerlingen een diagnose ernstige enkelvoudige dyslexie hadden, gesteld volgens de criteria van het Protocol Dyslexie Diagnostiek en Behandeling (Blomert, 2006) en in behandeling waren bij Braams&Partners, een praktijk gespecialiseerd in diagnostiek en behandeling van leerproblemen. De term ‘enkelvoudig’ hield in dit verband in dat eventuele comorbide problemen (zoals ADHD-gerelateerde aandachtsproblemen) dusdanig onder controle waren dat het de dyslexiebehandeling niet in de weg zou staan. Dit is conform het criterium “(…) gecorrigeerd in het licht van opvallende differentiaaldiagnostische en/of manifeste en relevante co-morbiditeit” dat in het Protocol Dyslexie Diagnostiek en Behandeling wordt gesteld (Blomert, 2006, p. 10). Het begrip ‘ernstige dyslexie’ hield in dat de geselecteerde leerlingen voldeden aan de criteria die om budgettaire redenen zijn opgesteld voor vergoeding van dyslexiezorg binnen de jeugdwet (namelijk dat resultaten op technisch leestests binnen het tiende percentiel bleven ondanks intensieve extra hulp voor het lezen op school). De leerlingen met dyslexie die aan de huidige studie deelnamen, hadden eveneens deelgenomen aan de studie van Walda et al. (2022). Alleen leerlingen die binnen het experiment van Walda et al. (2022) erin slaagden om in maximaal drie pogingen de 25 opeenvolgende balken van de ACT te voltooien, waren geselecteerd voor de huidige studie. De deelnemers in de experimentele conditie met dyslexie waren 9 leerlingen (5 meisjes en 4 jongens) in de leeftijd van 8;7 tot 11;0 jaar. De deelnemers in de controleconditie met dyslexie waren 13 leerlingen (6 meisjes en 7 jongens) in de

280 Sietske A.E. Walda, Lydia Weenk & Marjolijn van Weerdenburg leeftijd van 7;7 tot 11;1 jaar. De leerlingen in de experimentele conditie en controleconditie verschilden niet in leeftijd, niet op nonverbaal redeneren gemeten met de subtest Matrix redeneren van de WNV-NL en niet op de uitkomstvariabelen woorden lezen en tekst lezen (resultaat t-testen p’s >.05). De gemiddelde leeftijd van de groep leerlingen met dyslexie (9;4 jaar) was significant hoger dan die van de groep leerlingen zonder dyslexie (7;11 jaar), t(54) = -5.75, p = .001. 5.2 Materiaal In dit experiment zijn materialen gebruikt voor het vaststellen van het niveau van het lezen van woorden, het lezen van tekst, en de aandachtsconcentratie. Lezen van woorden. De Drie Minuten Toets (DMT; Jongen & Krom, 2009) is gebruikt om het niveau van lezen van woorden vast te stellen. Deelnemers werd gevraagd bij elke kaart zo veel mogelijk woorden hardop voor te lezen binnen een minuut. Zij kregen de drie kaarten aangeboden in oplopende moeilijkheidsgraad. Wanneer de derde kaart te moeilijk bleek, werd de afname eerder afgebroken. De uitgever verstrekt parallelversies voor gebruik bij herhaalde afname. Bij de nameting is een andere versie gebruikt dan bij de voormeting. De testscore was het totaal aantal goed gelezen woorden op een kaart. De variabelen die in het experiment zijn gebruikt bestaan uit de scores op de kaarten 1, 2 en 3 en worden in dit experiment aangeduid met respectievelijk woorden lezen 1, 2 en 3. Lezen van tekst. Tekst 3A van het AVItoetspakket (Visser et al., 1996) is gebruikt om het niveau van het lezen van tekst vast te stellen. Deelnemers werd gevraagd de tekst zo vlot en accuraat mogelijk hardop voor te lezen. Bij het lezen van tekst werden geen parallelversies gebruikt omdat de ruwe scores van de door de uitgever verstrekte parallelversies niet vergelijkbaar zijn. De testscore was de totale tijd in seconden die nodig was om de complete tekst voor te lezen. Aandachtsconcentratie. De ACT is gebruikt om het niveau van de aandachtsconcentratie vast te stellen (http://www.socsci.ru.nl/ advdv/actengl.html; zie van der Ven et al., 2017 voor een gedetailleerde beschrijving). Tijdens de taak toonde het computerscherm 25 balken met gekleurde blokken. Elke balk bestond uit 18 blokken in de kleuren blauw, oranje, roze, geel, groen en rood en elke kleur kwam drie keer terug in de opeenvolgende balken (zie Figuur 1 voor een voorbeeld). De balken werden een voor een getoond en de leerlingen werd gevraagd alle rode blokken in de volgorde van links naar rechts met de muis aan te klikken. Wanneer de leerling het laatste rode blok had aangeklikt, verscheen de volgende balk totdat 25 balken waren afgemaakt. De afname werd voorafgegaan door de instructie dat er geen fouten gemaakt konden worden, omdat het programma de testafname dan afbreekt. Een fout wordt gedefinieerd als het aanklikken van een blok met de verkeerde kleur of het aanklikken van rode blokken in een andere volgorde dan van links naar rechts. De instructies werden verbaal gegeven in verband met de leesproblemen van de groep leerlingen met dyslexie. Conform de veronderstellingen van de inhibitietheorie werd vooraf aan de afname geoefend met tien balken van de taak zodat leerlingen zich de taak eigen konden maken. Het computerprogramma ACT slaat de reactietijd in seconden op van elke opeenvolgende balk. In elke balk moeten drie rode blokken worden aangeklikt door de participant. De reactietijd van een balk bestaat uit de tijd die de leerling nodig heeft om op de drie rode blokken te klikken. Volgens de inhibitietheorie (beschreven in de inleiding), bestaat elke individuele reactietijd uit een reeks afwisselende taakgerichte en afleidingsfasen. De taakgerichte fasen zijn in feite echte werktijden oftewel werksnelheid en de afleidingsfasen weerspiegelen niet-werktijden. De werksnelheid werd bepaald op basis van de minimale reactietijd van 25 opeenvolgende reactietijden in één test. Dit benadert de werktijd ofwel duur van de taakgerichte fasen, omdat deze volgens de inhibitietheorie

De beperkte rol van aandachtsconcentratie bij leren lezen 281 constant is in opeenvolgende gelijke items. De distractietijd werd bepaald door de wortel te nemen van het gemiddelde gekwadrateerde afwijking van de reactietijden van de balken 16-25. Op deze manier ontstaat een maat voor de fluctuatie in reactietijden op opeenvolgende balken van de ACT. Volgens de inhibitietheorie kan de duur van de afleidingsfasen geschat worden door de fluctuatie in reactietijden te schatten. Dit wordt gedaan door het verschil tussen de reactietijd en de gemiddelde reactietijd te kwadrateren, het gemiddelde hiervan te nemen, en daar de wortel van. Dit is een veelgebruikte toepassing in de statistiek, bijvoorbeeld voor het schatten van spreiding door de variantie te berekenen (zie bijvoorbeeld Slotboom, 2008). De eerste 15 reactietijden werden in de variabele distractietijd niet meegenomen, omdat daarin mogelijk ruis zit in verband met het op gang komen van het aandachtsproces. Uit de inhibitietheorie volgt namelijk dat pas wanneer de reactietijden een constant (stationair) niveau bereiken, de fluctuatie in reactietijden toegeschreven kan worden aan variaties in afleiding. In tegenstelling tot van der Ven et al. (2017) werd de natuurlijke logaritme van de maten berekend om een scheve verdeling van scores te voorkomen. Dit werd voor beide maten voor aandachtsconcentratie (namelijk de logaritme van de werksnelheid en de logaritme van de gemiddelde distractietijd) gedaan. Nota bene, de natuurlijke logaritme van waarden onder 1 resulteert in negatieve waarden. Van der Ven et al. (2017) bieden alle benodigde informatie voor de berekening van de ACT-maten en betrouwbaarheidsmaten. De test-hertest-betrouwbaarheidscoëfficiënt voor de werksnelheid (de minimale reactietijd) was gelijk aan r = .52 en voor de gemiddelde distractietijd (de wortel van de gemiddelde gekwadrateerde afwijking van balk 16-25) was gelijk aan r = .78. Deze testhertest-betrouwbaarheidscoëfficiënten zijn gebaseerd op twee afnamesessies met de ACT in een voorgaand experiment (van der Ven et al., 2017). De COTAN (Evers et al., 2010) acht een minimale test-hertestbetrouwbaarheid van .70 voldoende voor het nemen van ‘minder belangrijke’ beslissingen. Met dit uitgangspunt, kan de betrouwbaarheid van de variabele logaritme van de gemiddelde distractietijd dus als voldoende beschouwd worden, maar die van de variabele logaritme van de werksnelheid niet. Hiermee zal rekening gehouden moeten worden bij de interpretatie van de resultaten. 5.3 Procedure Ouders van de groep leerlingen zonder dyslexie werden geïnformeerd over het onderzoek. Hen werd gevraagd de groepsleerkracht te informeren wanneer zij bezwaar hadden tegen deelname van hun kind. Indien dit het geval was, werd de betreffende leerling uitgesloten van het experiment. Daarnaast werden in de groep leerlingen zonder dyslexie zes leerlingen uitgesloten vanwege een lage leesvaardigheid (laatste DMT-normscore beneden percentiel 25). De groep leerlingen met dyslexie bestond uit leerlingen die conform het Protocol Dyslexie Diagnostiek en Behandeling (Blomert, 2006) door hun school waren doorverwezen voor diagnose en behandeling. Dit protocol is herzien in 2013 (Nationaal Referentiecentrum Dyslexie) en 2021 (Tijms et al.). Ten tijde van dit onderzoek was versie 1 (Blomert, 2006) van kracht. Wanneer leerlingen voldeden aan de inclusiecriteria, werden de ouders vooraf aan de start van de dyslexiebehandeling geïnformeerd over het onderzoek naar aandachtsconcentratie. Alle ouders van de leerlingen die deelnamen aan dit onderzoek gaven toestemming voor het gebruik van de testscores van hun kind, onder voorwaarde van anonieme verwerking van de resultaten. Zowel de groep leerlingen zonder als de groep met dyslexie is verdeeld in een experimentele conditie en controleconditie, waarbij zoveel mogelijk gematcht is op woordleesniveau. Kinderen in de experimentele conditie werden getraind op de ACT-taak, terwijl leerlingen in de controleconditie deze ACT-training niet kregen. Bij de leerlingen zonder dyslexie vond de training plaats in een een-op-een situatie op de eigen school.

282 Sietske A.E. Walda, Lydia Weenk & Marjolijn van Weerdenburg Bij de leerlingen met dyslexie werd de training van de ACT gedaan als onderdeel van de dyslexie behandelsessie. De training bestond uit het oefenen met de eerste tien balken van de ACT. De leerlingen met dyslexie oefenden de ACT twaalf weken lang om de week (zes oefensessies in totaal) met hun vaste dyslexiebehandelaar. De leerlingen in de controleconditie kregen geen training boven op de dyslexiebehandeling. De leerlingen zonder dyslexie oefenden de ACT gedurende zes weken zesmaal met een masterstudent orthopedagogiek. Hoewel de intervallen tussen vooren nameting voor de leerlingen met dyslexie (13 weken) en de leerlingen zonder dyslexie (7 weken) verschilden, hebben we de hoeveelheid trainingen met de ACT-taak voor beide experimentele groepen gelijk kunnen houden (zes sessies). Beide experimentele groepen hebben dus evenveel gelegenheid gehad om te oefenen met de ACT-taak. Zowel vooraf als achteraf werden alle leerlingen getoetst op woorden lezen, tekst lezen en de ACT. Daarmee was er sprake van een pretest-posttest control group design. Deelnemers, ouders en leerkrachten waren niet op de hoogte van de verschillen tussen experimentele conditie en controleconditie. In een eerder experiment bleek dat de leerlingen met dyslexie regelmatig niet in staat waren om de 25 balken van de ACT af te maken zonder fouten (zie Walda et al., 2022). Een fout werd gemaakt wanneer een knop met een andere kleur dan rood werd aangeklikt, of wanneer de rode knoppen niet in de juiste volgorde (van links naar rechts) werden aangeklikt. Omdat de resultaten van de ACT niet te interpreteren zijn wanneer er fouten gemaakt zijn (zie inleiding), is de kans op een bruikbaar resultaat verhoogd door de leerlingen bij een fout tijdens de ACT afname tot maximaal twee keer opnieuw te laten beginnen (maximaal drie kansen per leerling per meetmoment). Bekendheid met de taak is volgens veronderstellingen van de inhibitietheorie immers geen bezwaar. Voor dit experiment zijn de leerlingen met dyslexie geselecteerd die binnen deze procedure zijn geslaagd in het afmaken van 25 ACT-balken tijdens de voormeting. In tegenstelling tot de leerlingen met dyslexie slaagden alle leerlingen zonder dyslexie erin om de ACT binnen drie pogingen foutloos af te maken. De dyslexiebehandeling volgde het Protocol Dyslexie Diagnostiek en Behandeling (Blomert, 2006) en was gericht op het verhogen van het technisch leesniveau en het spellingniveau door middel van individuele behandelsessies waarin instructie wordt gegeven vanuit de foneem- en morfeemstructuur van de Nederlandse taal. De instructie werd geïsoleerd, direct en expliciet vormgegeven door orthopedagogen gespecialiseerd in lees- en spellingproblemen en oefening vond plaats door concrete lees- en spellingactiviteiten waarbij de moeilijkheidsgraad heel geleidelijk werd afgestemd op het vaardigheidsniveau van de leerlingen. Ouders of verzorgers waren aanwezig tijdens de behandeling en kregen instructie over de begeleiding van huiswerkoefeningen. De behandelsessies vonden een keer per week plaats en duurden 45 minuten. De huiswerkoefeningen bedroegen vier sessies van elk 30 minuten per week (ongeveer 10 minuten lezen en 20 minuten spelling). Behandeltrouw (inclusief het maken van huiswerk) was een strikte voorwaarde voor deelname aan het programma. 5.4 Analyses Hoewel de steekproefgroottes aanleiding geven om nonparametrische toetsing toe te passen, is toch gekozen voor analyses of variance (ANOVA’s). Gezien het onderzoeksdesign met twee meetmomenten (binnen subjecten factor) en twee onderzoeksgroepen (tussen subjecten factor), is ANOVA het meest geschikt om interactie-effecten te toetsen. Een nonparametrische toets die rekening houdt met dergelijke effecten was niet voorhanden. Gezien het feit dat ANOVA behoorlijk robuust lijkt te zijn voor het schenden van assumpties (zie bijvoorbeeld Bathke, 2004; Field, 2013), is het niet aannemelijk dat deze werkwijze de resultaten op onredelijke wijze heeft beïnvloed.

De beperkte rol van aandachtsconcentratie bij leren lezen 283 6. Resultaten 6.1 Verschillen tussen leerlingen met en zonder dyslexie Om verschillen op de voormeting te onderzoeken werden ANOVA’s gedraaid met diagnose dyslexie (wel/niet) als tussensubjectenfactor en de variabelen logaritme van de werksnelheid en logaritme van de gemiddelde distractietijd van de ACT als uitkomstvariabelen. Het gemiddelde van de logaritme van de werksnelheid bedroeg respectievelijk 1,36 (SD = 0,22) voor de groep leerlingen met dyslexie (n = 22) en 1,27 (SD = 0,15) voor de groep leerlingen zonder dyslexie (n = 28). Het gemiddelde van de logaritme van de gemiddelde distractietijd bedroeg respectievelijk -1.38 (SD = 0,98) voor de groep leerlingen met dyslexie en -1,27 (SD = 1,22) voor de groep leerlingen zonder dyslexie. Op de voormeting bleken de resultaten op deze twee ACTmaten tussen leerlingen met en zonder dyslexie niet statistisch significant te verschillen, noch voor de logaritme van de werksnelheid, F(1, 48)) = 1,20, p = .28, als voor de logaritme van de gemiddelde distractietijd, F <1. 6.2 Trainingseffecten op ACTprestaties Om te onderzoeken of er sprake was van effecten van het trainen van de ACT, werden GLM ANOVA’s met herhaalde metingen gedaan. Tijd fungeerde als binnensubjectenfactor met twee niveaus (voormeting en nameting) en Conditie als tussensubjectenfactor met twee niveaus (experimentele conditie en controleconditie). De variabelen logaritme van de werksnelheid en logaritme van de gemiddelde distractietijd van de ACT op de voor- en nameting waren uitkomstvariabelen. Deze analyses werden uitgevoerd voor de groep leerlingen zonder en de groep leerlingen met dyslexie. De beschrijvende statistieken zijn te vinden in Tabel 1. De resultaten voor de groep leerlingen zonder dyslexie waren als volgt. Bij de uitkomstvariabele logaritme van de werksnelheid bleek het interactie-effect tussen Tijd en Conditie significant, F(1, 26) = 4.74, p =.04, ƞ2 p = .15. Daarom werd het effect van Tijd verder geanalyseerd met twee aparte GLM ANOVA’s met herhaalde metingen, voor elke groep apart. Het hoofdeffect van Tijd bleek niet significant voor de controleconditie (F <1) en TABEL 1. Gemiddelden en standaarddeviaties voor de uitkomstvariabelen van de ACT op de voor- en nameting voor experimentele conditie en controleconditie van de groep leerlingen zonder en de groep leerlingen met dyslexie Voormeting Nameting Groep Conditie n M SD n M SD Zonder dyslexie Experimenteel Snelheid 9 1.52 0.29 9 1.32 0.29 Distractietijd 9 -0.68 1.71 9 -1.25 1.36 Controle Snelheid 19 1.33 0.17 19 1.38 0.19 Distractietijd 19 -1.73 0.78 19 -1.27 1.19 Dyslexie Experimenteel Snelheid 9 1.39 0.13 9 1.26 0.14 Distractietijd 9 -1.24 1.08 9 -1.23 1.07 Controle Snelheid 13 1.28 0.21 13 1.28 0.16 Distractietijd 13 -0.99 1.01 13 -1.49 0.93

284 Sietske A.E. Walda, Lydia Weenk & Marjolijn van Weerdenburg voor de experimentele conditie, F(1, 8) = 3.78, p =.09, ƞ2 p = .32. Wanneer de uitkomstvariabele logaritme van de gemiddelde distractietijd werd gebruikt, bleek het interactie-effect tussen Tijd en Conditie niet significant, F(1, 26) = 2.57, p =.12, ƞ2 p = .09, en de hoofdeffecten van Tijd en Conditie ook niet, respectievelijk F <1 en F(1, 26) = 2.16, p = .15, ƞ2 p = .08. De resultaten voor de groep leerlingen met dyslexie waren als volgt. Bij de uitkomstvariabele logaritme van de werksnelheid bleek het interactie-effect tussen Tijd en Groep significant, F(1, 20) = 4.65, p =.04, ƞ2 p = .20. Daarom werd het effect van Tijd verder geanalyseerd met twee aparte GLM ANOVA’s met herhaalde metingen, voor elke conditie apart. Het hoofdeffect van Tijd bleek niet significant voor de controleconditie (F <1), maar wel voor de experimentele conditie, F(1, 8) = 11.82, p = .01, ƞ2 p = .60. Wanneer de uitkomstvariabele logaritme van de gemiddelde distractietijd werd gebruikt, bleek het interactie-effect tussen Tijd en Conditie niet significant, F(1, 20) = 1.19, p =.29, ƞ2 p = .06, en de hoofdeffecten van Tijd en Conditie ook niet, respectievelijk F(1, 20) = 1.10, p = .31, ƞ2 p = .05, en F <1. Samenvattend kan er voorzichtig gesteld worden dat er een significante verbetering van de gemiddelde logaritme van de werksnelheid optrad bij leerlingen met dyslexie in de experimentele conditie, maar niet in de controleconditie. Bij leerlingen zonder dyslexie is deze verbetering niet gevonden: hoewel er een significant interactie-effect optrad tussen Tijd en Conditie, duidden nadere analyses niet op een significante verbetering in een van de condities apart. Voor beide condities in beide groepen is geen verbetering gevonden tussen voor- en nameting op de logaritme van de gemiddelde distractietijd. Nota bene, de p-waarden van de significante resultaten voor de experimentele groepen komen dicht in de buurt van het criterium van α = .05. Hoewel een Bonferroni correctie vanwege herhaalde metingen hier wellicht te streng zou zijn, zouden ook minder strenge correcties van het alphacriterium als Hochberg of Holm zeer waarschijnlijk leiden tot een minder optimistische conclusie. 6.3 Trainingseffecten op leesprestaties Om te onderzoeken of er sprake was van effecten van het trainen van de ACT, werden wederom GLM ANOVA’s met herhaalde metingen gedraaid. Tijd fungeerde ook nu als een binnensubjectenfactor met twee niveaus (voormeting en nameting) en Conditie als een tussensubjectenfactor met twee niveaus (experimentele conditie en controleconditie). Deze analyse werd uitgevoerd voor de groep leerlingen zonder en de groep leerlingen met dyslexie. De beschrijvende statistieken zijn te vinden in Tabel 2. De resultaten voor de groep leerlingen zonder dyslexie waren als volgt. Zowel voor alle uitkomstvariabelen woorden lezen als voor de uitkomstvariabele tekst lezen, bleken de interactie-effecten tussen Tijd en Conditie niet significant, (alle F’s < 1, behalve woorden lezen 3, F[1, 20] = 1.69, p = .21, ƞ2 p = .08). De hoofdeffecten van Tijd bleken significant voor woorden lezen 2 en 3, respectievelijk F(1, 26) = 6.85, p = .02, ƞ2 p = .21, F(1, 20) = 5.28, p = .03, ƞ2 p = .21, maar niet voor woorden lezen 1, F(1, 26) = 3.50, p = .07, ƞ2 p = .12 en ook niet voor tekst lezen, F(1, 20) = 4.19, p = .054, ƞ2 p = .17. De hoofdeffecten van Conditie bleken niet significant voor alle uitkomstvariabelen woorden lezen en tekst lezen, alle F < 1. De resultaten voor de groep leerlingen met dyslexie waren als volgt. Zowel voor alle uitkomstvariabelen woorden lezen als voor de uitkomstvariabele tekst lezen, bleken de interactie-effecten tussen Tijd en Conditie niet significant, alle F‘s < 1. De hoofdeffecten van Tijd bleken significant voor woorden lezen 1, 2, en 3 en voor tekst lezen, respectievelijk F(1, 15) = 13,77, p = .002, ƞ2 p = .48, F(1, 15) = 17.94, p = .001, ƞ2 p = .55, F(1, 15) = 29.57, p = .001, ƞ2 p = .66, F(1, 12) = 21.45, p = .001, ƞ2 p = .64. De hoofdeffecten van Conditie bleken niet significant, (alle F‘s < 1, met uitzondering van tekst lezen, F[1, 12] = 1.53, p = .24, ƞ2 p = .11). Samenvattend kan gesteld worden dat er op de variabelen woorden lezen en tekst lezen meestal een significante verbetering optrad tussen voor- en nameting voor zowel de ex-

De beperkte rol van aandachtsconcentratie bij leren lezen 285 perimentele conditie als de controleconditie, met uitzondering van de variabelen woorden lezen 1 en tekst lezen bij de groep leerlingen zonder dyslexie. Er zijn geen significante verschillen gevonden tussen de experimentele conditie en controleconditie, noch in de groep leerlingen zonder dyslexie noch in de groep leerlingen met dyslexie. 7. Conclusie/discussie 7.1 Aandachtsconcentratie bij leerlingen met en zonder dyslexie Het eerste resultaat van dit experiment was dat leerlingen zonder dyslexie er meestal direct in slaagden om 25 balken van de ACT foutloos af te maken, terwijl we in onze eerdere studie bij louter leerlingen met dyslexie hebben gevonden dat meer dan de helft van hen (65%) hiertoe niet in staat was (zie Walda et al., 2022). De resultaten van het huidige experiment laten zien dat de leerlingen met TABEL 2. Gemiddelden en standaarddeviaties voor de uitkomstvariabelen lezen op de voor- en nameting voor experimentele conditie en controleconditie van de groep leerlingen zonder en de groep leerlingen met dyslexie Voormeting Nameting Groep Conditie n M SD n M SD Zonder dyslexie Experimenteel Woorden 1 13 67,15 26,44 12 71,75 22,69 Woorden 2 13 56,85 29,32 12 64,33 25,59 Woorden 3 10 56,90 24,35 10 61,40 22,29 Tekst 12 95,00 69,10 10 61,80 19,31 Controle Woorden 1 21 60,33 27,71 16 72,06 21,81 Woorden 2 21 50,48 31,26 16 62,19 27,19 Woorden 3 15 53,20 25,64 12 63,92 16,16 Tekst 16 89,00 59,93 12 56,67 8,53 Dyslexie Experimenteel Woorden 1 8 41,25 12,86 8 55,63 14,59 Woorden 2 8 30,36 12,76 8 45,13 11,89 Woorden 3 8 21,13 8,43 8 35,50 13,58 Tekst 4 129,25 36,44 9 96,00 33,97 Controle Woorden 1 10 49,80 17,21 13 58,85 15,77 Woorden 2 10 37,90 18,41 13 46,31 18,25 Woorden 3 10 27,10 17,00 13 36,38 15,94 Tekst 10 109,90 36,07 13 82,00 16,68

286 Sietske A.E. Walda, Lydia Weenk & Marjolijn van Weerdenburg dyslexie die er wel in slaagden om 25 balken van de ACT te voltooien, niet onderdeden voor leerlingen zonder dyslexie als het gaat om de prestaties op de ACT-variabelen logaritme van de werksnelheid en logaritme van de gemiddelde distractietijd. Hieruit kan worden geconcludeerd dat voornamelijk het maken van fouten tijdens een Continous Performance Task als de ACT samenhangt met de diagnose dyslexie, maar niet de logaritme van de werksnelheid en ook niet de logaritme van de gemiddelde distractietijd. Het tweede resultaat liet zien dat leerlingen met dyslexie die regelmatig oefenden met de ACT, de score op de logaritme van de werksnelheid verbeterden, maar niet hun score op de logaritme van de gemiddelde distractietijd. Bij leerlingen zonder dyslexie is op geen van beide ACT-maten verbetering gevonden tussen voor- en nameting. Hieruit kan worden geconcludeerd dat het oefenen van de ACT bij leerlingen met dyslexie met name invloed heeft op de snelheid waarin de taak volbracht wordt. Nota bene, wanneer een correctie voor herhaalde metingen zou worden toegepast, zouden de conclusies ten aanzien van de score op de logaritme van de werksnelheid zeer waarschijnlijk minder optimistisch zijn. Het derde resultaat liet zien dat het oefenen met de ACT geen invloed heeft gehad op de vooruitgang in technisch lezen tussen de voor- en nameting. Dit resultaat geldt zowel voor leerlingen met als leerlingen zonder dyslexie. Voor de leerlingen met dyslexie geldt dat zij in 12 weken dyslexiebehandeling significant vooruitgingen met het technisch lezen van woorden en tekst en dit komt overeen met de resultaten gevonden in het eerdere experiment (Walda et al., 2022). De leerlingen zonder dyslexie gingen op twee van de vier leestaken vooruit tussen voor- en nameting. Geconcludeerd wordt dat het oefenen met de aandachtsconcentratie geen effect heeft gehad op vooruitgang in technisch lezen. Eenzelfde conclusie kon voorheen al getrokken worden voor het trainen van werkgeheugen bij leerlingen met dyslexie (Walda et al., in prep). 7.2 Limitaties en suggesties voor vervolgonderzoek Voordat we ingaan op de suggesties voor vervolgonderzoek, willen we enkele overwegingen duiden als voorbehoud voor interpretatie van de resultaten. Met betrekking tot de kleine onderzoeksgroepen, de eigenschappen van de gebruikte ACT-taak en de beperkte vooruitgang van de leerlingen zonder dyslexie zijn enkele aanvullende opmerkingen noodzakelijk. Ten eerste is in dit experiment sprake geweest van kleine onderzoeksgroepen. Zoals bij de meeste studies waarin nichepopulaties betrokken zijn is hiermee de kans op een beperkte power evident (zie bijvoorbeeld Therrien & Cook, 2018). Daarnaast kon niet gecontroleerd worden voor het effect van leeftijd op de onafhankelijke variabelen (aandachtsconcentratie en technisch lezen), terwijl het aannemelijk is dat deze effecten kunnen optreden in een steekproef met leerlingen tussen de 6 en 9 jaar. Door de kleine onderzoeksgroepen zou het controleren van leeftijd echter geleid hebben tot een nog minder acceptabele power dan nu al het geval was. Replicatie van de resultaten is nodig om de conclusies te bevestigen. Voorlopig zien wij echter voldoende aanleiding om te elaboreren op de voorlopige zeggingskracht van deze resultaten voor de praktijk. Een tweede voorbehoud gaat over de ACT als experimentele taak en eigenschappen van de ACT die mogelijk tot interpretatiefouten zouden kunnen leiden. Enkele eigenschappen van de ACT-taak die in dit experiment is gebruikt nodigen uit tot verdieping van de discussie. Het gaat hierbij om kleurgebruik, muisvaardigheid van de deelnemers, testhertest betrouwbaarheid en het al dan niet foutloos kunnen voltooien van 25 balken van de taak. In de volgende alinea’s gaan wij dieper in op de betreffende eigenschappen. Aangaande het kleurgebruik moet vermeld worden dat andere doelkleuren mogelijk tot andere resultaten hadden kunnen leiden. In de taak van de ACT-test is deelnemers steeds gevraagd om de rode blokken aan te klikken. De balken bevatten ook gele,

De beperkte rol van aandachtsconcentratie bij leren lezen 287 blauwe, oranje, roze en groene blokken. Met de resultaten van dit experiment kan niet bepaald worden of het gebruik van een of meer van deze kleuren als doelkleur, tot dezelfde resultaten had geleid. Onderzoek naar kleurgebruik op computerbeeldschermen wijst uit dat kleuren verschillen in de mate waarin zij de aandacht trekken. Rood wordt van oudsher gezien als de kleur die tot de meeste arousal leidt en dus de meeste aandacht trekt. Een van de redeneringen hiervoor is dat rood in onze omgeving de grootste signaalwaarde heeft (Humphrey, 1976). Toch lijken kleuren als geel, groen en cyaan de aandacht iets beter te trekken dan rood en magenta (Camgöz et al., 2004). Mogelijk zou een van deze kleuren als doelkleur dus tot een meer valide instrument leiden om de aandacht te meten. Anderzijds lijkt de verzadiging en helderheid van de kleur veel belangrijker voor het trekken van de aandacht. Gekleurde blokken lijken de meeste aandacht te trekken bij maximale verzadiging en maximale helderheid (Camgöz et al., 2004). Vervolgonderzoek zou dus kunnen controleren of gelijke resultaten worden behaald met andere doelkleuren (geel, groen, en/of blauw), maar gezien genoemd onderzoek naar kleurgebruik verwachten wij weinig verschillen. Aangaande de muisvaardigheid moet opgemerkt worden dat de ACT-taak een beroep doet op motorische vaardigheden van de leerlingen. Bij leerlingen die onvoldoende muisvaardig zijn, zou de validiteit in het geding kunnen zijn omdat de taak eerder motorische vaardigheden meet dan aandachtsconcentratie. Zij zullen sneller fouten maken omdat zij net naast het rode blok klikken, of zullen in het algemeen de taak minder snel volbrengen en daardoor hogere reactietijden produceren. Dyslexie en leesproblemen zijn in verband gebracht met motorische achterstanden, met name als er sprake is van comorbide ontwikkelingsstoornissen als Developmental Coordination Disorder (DCD) en Attention Deficit Hyperactivity Disorder (ADHD; Ramus, 2003). De resultaten van de huidige studie wijzen echter niet op een verschil in de logaritme van de werksnelheid tussen leerlingen met en zonder dyslexie. De leerlingen met dyslexie waren het tijdens de wekelijkse dyslexiebehandelingen gewend om met de computer te werken, omdat de lees- en spellingopdrachten regelmatig ook computertaken inhielden. De kwalitatieve observaties tijdens de experimenten hebben geen aanleiding gegeven om te veronderstellen dat de leerlingen met dyslexie onvoldoende muisvaardig waren voor de ACT-taak. Hoewel de muisvaardigheid de resultaten niet lijkt te hebben beïnvloed, zou in vervolgonderzoek overwogen kunnen worden om een controletaak voor muisvaardigheid toe te voegen. Aangaande de test-hertest betrouwbaarheid moet opgemerkt worden dat de ACT wisselende resultaten oplevert, die afbreuk doen aan de betrouwbaarheid van de resultaten betreffende de eerste twee onderzoeksvragen. Met name het resultaat op de logaritme van de gemiddelde distractietijd, de maat voor aandachtsconcentratie als proces van doelbewuste verwerking van informatie, lijkt een lage test-hertest betrouwbaarheid te hebben. Het resultaat op de logaritme van de werksnelheid, de maat voor algemene snelheid van informatieverwerking, lijkt een voldoende test-hertest betrouwbaarheid op te leveren. Een mogelijke verklaring voor wisselende test-hertest betrouwbaarheid van de logaritme van de gemiddelde distractietijd zou kunnen zijn dat het resultaat betrouwbaarder wordt naarmate een deelnemer vertrouwder is met de taak. Deelnemers die vaker geoefend hebben met de taak, zullen een betrouwbaarder score halen. Volgens de theorie achter continuous-performance taken levert vertrouwd zijn met de taak ook een meer valide maat voor het potentieel van een deelnemer, omdat perceptuele verwerkingsprocessen dan een minimale rol spelen in de opbouw van de reactietijden (zie bijvoorbeeld Halperin, 1996). Zodoende zou het resultaat op de nameting van de huidige studie waarschijnlijk een betere indicatie geven van de werkelijke aandachtsconcentratie van deelnemers dan het resultaat op de voormeting. Verschillen tussen de voor- en nameting zouden dan niet van betekenis zijn. Vervolgonderzoek zou zich verder kun-

288 Sietske A.E. Walda, Lydia Weenk & Marjolijn van Weerdenburg nen richten op andere oorzaken van de lage test-hertest betrouwbaarheid van de logaritme van de gemiddelde distractietijd. In alle vervolgonderzoek met de ACT zouden wij in ieder geval adviseren om deelnemers nog uitgebreider en in herhaalde sessies te laten oefenen met de ACT-taak, alvorens deze als maat af te nemen. Een onvoldoende testhertestbetrouwbaarheid van de ACT heeft echter geen invloed op het resultaat van de derde onderzoeksvraag gehad. Zodoende blijft de conclusie overeind dat het oefenen met de ACT-taak geen invloed lijkt te hebben op lees- en spellingvooruitgang. Aangaande het niet foutloos kunnen voltooien van de 25 balken van de ACT in de studie van Walda et al. (2022) zou muisvaardigheid mogelijk wel een rol kunnen hebben gespeeld. Mogelijk selecteert het kunnen voltooien van de ACT-taak de leerlingen met dyslexie zonder motorische achterstand (ongeveer 40%; Ramus et al, 2003). Toch werden ook deze leerlingen wekelijks blootgesteld aan lees- en spellingtaken op de computer, gaven de kwalitatieve observaties geen aanleiding om te twijfelen aan de muisvaardigheid, en waren deze leerlingen gemiddeld ouder en daarom aannemelijk muisvaardiger dan de leerlingen zonder dyslexie. Uit de studie van Walda et al. (2022) en de huidige studie kunnen geen conclusies getrokken worden over mogelijke motorische en andere verklaringen voor de leerlingen met dyslexie die de 25 rijen van de ACT niet konden voltooien. Het is niet duidelijk waarin de leerlingen met dyslexie die hierin wel slaagden, en de leerlingen met dyslexie die hierin niet slaagden verschilden. Vervolgonderzoek zou hierin meer duidelijkheid kunnen brengen. Een andere reden voor het niet foutloos kunnen voltooien van de 25 balken van de ACT in de studie van Walda et al. (2022), zou kunnen liggen in het scenario dat dit toch een indicatie is voor een aandachtsprobleem. In dat geval zijn de leerlingen die zowel dyslexie als een aandachtsprobleem hebben uitgesloten in de huidige studie. De vergelijkende resultaten gelden dan voor een vergelijking tussen leerlingen zonder dyslexie en leerlingen met dyslexie zonder aandachtsproblemen. De ontwikkelaar van de ACT veronderstelt echter dat de ACT uit taken bestaat die iedere schoolgaande leerling en volwassene zou moeten beheersen, en dat alleen de fluctuatie in reactietijden van correct voltooide items een indicatie zou zijn voor aandachtsconcentratie (zie https://www. socsci.ru.nl/advdv/actengl.html). Ook andere bronnen benadrukken dat voor het meten van aandachtsconcentratie vanuit het cognitieve perspectief reactietijden van belang zijn, en niet accuratesse. Het maken van fouten heeft in dit soort taken een behoorlijke invloed op de validiteit van de resultaten (zie bijvoorbeeld Halperin, 1996). Volgens Sergeant (1996) kunnen geen conclusies worden getrokken op basis van alleen fouten in een aandachtstaak. De reden voor fouten kan liggen in perceptuele gevoeligheid of responsbias. Voor de accuratesse van het uitvoeren van de ACT-taak als maat voor aandachtsconcentratie ontbreekt dus het theoretisch kader. Vooralsnog zien wij daarom af van het trekken van conclusies over de betekenis van het resultaat dat een behoorlijk deel van de leerlingen met dyslexie de ACT-taak niet foutloos kon voltooien. Uit eerder onderzoek blijkt dat verschillende eigenschappen van de context de kans op fouten tijdens aandachtstaken kunnen beïnvloeden. Zo kan het uitmaken of er toezicht van de testleider in dezelfde ruimte is, op welke tijd van de dag de taak wordt gedaan en welke instructies worden gegeven (Barkley, 1996). Deze suggesties kunnen meegenomen worden in eventueel vervolgonderzoek. Het derde voorbehoud heeft betrekking op de vooruitgang in aandachtsconcentratie en leesvaardigheden, in het bijzonder als het gaat om de groep leerlingen zonder dyslexie. Enkele eigenschappen van het onderzoeksdesign hebben hier mogelijk een rol gespeeld: de korte tijd tussen de voor- en nameting en het feit dat de designs voor de groep leerlingen met dyslexie en de groep leerlingen zonder dyslexie op enkele punten verschilden. De korte tijd tussen de voor- en nameting heeft mogelijk bijgedragen aan de gelijkblijvende prestaties gedurende het experiment. Bij de groep leerlingen met dyslexie verstre-

De beperkte rol van aandachtsconcentratie bij leren lezen 289 ken tussen de voor- en nameting dertien weken, waarin zes keer met de ACT is geoefend en in twaalf behandelsessies werd geoefend met lezen en spellen. Verbetering van de aandachtsconcentratie en het technisch lezen in dit korte tijdsbestek zou als een hoog doel beschouwd kunnen worden. Desalniettemin is de vooruitgang op technisch lezen significant geweest en die op de aandachtsconcentratie beperkt tot de logaritme van de werksnelheid. Deze resultaten komen overeen met een voorgaande studie met een langere looptijd (negen maanden; zie Walda et al., 2022). De korte tijd tussen de voor- en nameting heeft mogelijk een nog grotere rol gespeeld voor de groep leerlingen zonder dyslexie. Voor deze groep leerlingen geldt dat de verbetering van de leesvaardigheid binnen een tijdsbestek van zeven weken (de periode tussen de voor- en nameting bij deze onderzoeksgroep) met louter reguliere lessen op de basisschool en zes oefensessies met de ACT waarschijnlijk een te hoog doel is en we een verbetering op twee van de vier leesvariabelen alsnog als een mooi resultaat kunnen beschouwen. Daar komt bij dat deze leerlingen geen achterstanden hadden op het gebied van technisch lezen en dat er voor hen daarom minder noodzaak en gelegenheid was om winst te behalen. Hetzelfde zou voor de verbetering van de aandachtsconcentratie kunnen gelden en kunnen verklaren waarom er geen vooruitgang gevonden is op beide ACTmaten. In dat geval zouden de conclusies ten aanzien van het effect van de aandacht training, met name bij leerlingen zonder dyslexie, onterecht zijn. Enkel replicatie van het onderzoek met langere oefenperiodes en meer oefensessies tussen voor- en nameting zou dit risico kunnen uitsluiten. Daar waar door praktische bezwaren geen ruimte was voor een gelijk interval tussen de voor- en nameting van de groep leerlingen met dyslexie en de groep leerlingen zonder dyslexie in de huidige studie, zou dit in een vervolgstudie duidelijker vergelijkende resultaten geven van deze groepen leerlingen. Voorlopig zien wij echter voldoende reden om te concluderen dat het oefenen van de aandachtsconcentratie voor leerlingen met dyslexie niet van toegevoegde waarde is bij het leren lezen en dat het erop lijkt dat hetzelfde geldt voor leerlingen zonder dyslexie. 7.3 Implicaties voor de praktijk Bij zowel leerlingen met als leerlingen zonder dyslexie leek het oefenen met de ACT geen invloed te hebben op de vooruitgang in technisch lezen tussen de voor- en nameting. Wij zien daarin voldoende aanleiding om voor beide populaties te adviseren om instructie en oefening voor technisch lezen in hoofdzaak te richten op de doeltaak, namelijk technisch lezen, en niet op andere vaardigheden die mogelijk met lezen samenhangen. De samenhang tussen technisch lezen en andere cognitieve vaardigheden die regelmatig gevonden wordt lijkt niet te wijzen op een determinerend of causaal verband (zie bijvoorbeeld ook Walda et al., 2014). De goede resultaten ten aanzien van de vooruitgang in lezen van leerlingen met dyslexie tijdens de dyslexiebehandeling in dit experiment geven aanleiding om de aanbevelingen van het Protocol Dyslexie Diagnose en Behandeling (Blomert, 2006), de revisies (Nationaal Referentiecentrum Dyslexie, 2012; Tijms et al., 2021) en de uitwerking in de Brede Vakinhoudelijke Richtlijn Dyslexie (Scheltinga et al., 2021) ter harte te nemen. Alle leerlingen, maar vooral degenen die risico lopen op achterstanden, zouden moeten worden blootgesteld aan goed gestructureerde didactiek gebaseerd op de foneem- en morfeemstructuur van de Nederlandse taal. Een intensief curriculum gebaseerd op expliciete directe instructie met veel concrete oefenmogelijkheden zou de ontwikkeling van leesproblemen bij bijna alle leerlingen moeten kunnen voorkomen (zie Bosman & Schraven, 2017; Compton et al., 2014; en Griffiths & Stuart, 2011). Gezien het feit dat het hier gaat om het aanleren van een didactische vaardigheid (en geen training van cognitieve vaardigheden), zou deze instructie onzes inziens liefst op school in de eigen onderwijscontext plaatsvinden en niet voorbehouden zijn aan gespecialiseerde praktij-

290 Sietske A.E. Walda, Lydia Weenk & Marjolijn van Weerdenburg ken. De instructietijd en de uren op school zouden dus moeten worden besteed aan lees- (en spelling) activiteiten in plaats van aan het trainen van cognitieve vaardigheden. De kans is namelijk klein dat die cognitieve vaardigheden invloed hebben op de ontwikkeling van geletterdheid. Onder de voorwaarde dat leerkrachten in het basisonderwijs worden opgeleid tot absolute experts in lees- en spellingonderwijs, geeft dit de beste kans op het voorkomen en minimaliseren van leesproblemen. Noot 1. Dit experiment had niet kunnen plaatsvinden zonder de tomeloze inzet van de collega’s, cliënten en hun ouders bij Braams&Partners. Daarnaast zijn wij dr. Ad van der Ven, werkzaam op de Radboud Universiteit in Nijmegen, dank verschuldigd voor de ondersteuning bij het verwerken van de onderzoeksresultaten van de ACT. Dit onderzoek is ondersteund door de Nederlandse Organisatie voor Wetenschappelijk Onderzoek onder projectnummer 023.010.019. Referenties Al Otaiba, S., & Fuchs, D. (2006). Who are the young children for whom best practices in reading are ineffective? Journal of Learning Disabilities, 39, 414–431. https//doi.org/:10.1177/00222194060390050401 August, G.J., & Garfinkel, B.D. (1990). Comorbidity of ADHD and reading disability among clinicreferred children. Journal of Abnormal Child Psychology, 18, 29–45. https//doi.org/:10.1007/BF00919454 Barkley, R.A. (1996). Critical issues in research on attention. In G.R. Lyon & N.A. Krasnegor (Eds.), Attention, Memory, and Executive Function (pp. 45-56). Brookes. Bathke, A. (2004). The ANOVA F test can still be used in some balanced designs with unequal variances and nonnormal data. Journal of Statistical Planning and Inference, 126, 413-422. https://doi. org/10.1016/j.jspi.2003.09.010 Blomert, L. (2006). Protocol dyslexie diagnostiek en behandeling. CVZ project nr. 608/001/2005. Maastricht: Universiteit Maastricht. Bosman, A.M.T., & Schraven, J.L.M. (2017). How to teach children reading and spelling. In E. Segers & P. van den Broek (Eds.), Developmental perspectives in written language and literacy. In honor of Ludo Verhoeven (pp. 277-293). John Benjamins. Camgöz, N., Yener, C., & Güvenç, D. (2003). Effects of hue, saturation, and brightness: Part 2: Attention. Color Research and Application, 29, 20-28. https://doi.org/10.1002/col.10214 Compton, D.L., Miller, A.C., Elleman, A.M., & Steacy, L.M. (2014). Have we forsaken reading theory in the name of “Quick Fix” interventions for children with reading disability? Scientific Studies of Reading, 18, 55–73. https//doi.org/:10.1080/10888438.2013.836200 Dykman, R.A., & Ackerman, P.T. (1991). Attention deficit disorder and specific reading disability: Separate but often overlapping disorders. Journal of Learning Disabilities, 24, 96–103. https//doi. org/:10.1177/002221949102400206 Evers, A., Lucassen, W., Meijer, R., & Sijtsma, K. (2010). COTAN beoordelingssysteem voor de kwaliteit van tests. https://psynip.nl/wp-content/uploads/2021/11/COTAN-Beoordelingssysteem-2010.pdf

De beperkte rol van aandachtsconcentratie bij leren lezen 291 Griffiths, Y., & Stuart, M. (2013). Reviewing evidence-based practice for pupils with dyslexia and literacy difficulties. Journal of Research in Reading, 36, 96–116. https//doi.org/10.1111/j.1467-9817.2011.01495.x Halperin, J.M. (1996). Conceptualizing, describing, and measuring components of attention: A summary. In G.R. Lyon & N.A. Krasnegor (Eds.), Attention, memory, and executive Function (pp. 119-136). Brookes. Hotulainen, R., Thuneberg, H., Hautomäki, J., & Vainikainen, M.-P. (2014). Measured attention in prolonged overlearned response tasks and its correlation to high level scientific reasoning and school achievement. Psychological Test and Assessment Modeling, 56, 237-254. http://hdl.handle.net/10138/232736 Humphrey, N. (1976). The colour currency of nature. In T. Porter & B. Mikelides (Eds). Colour for Architecture (pp. 95-98). Studio-Vista. https//doi.org10.4324/9781315881379-3 Hylan, J.P. (1898). The fluctuation of attention. The Psychological Review. Series of Monograph Supplements. Vol. II, No. 2 (Whole No. 6). The MacMillan Company. Jongen, I., & Krom, R. (2009). Drie Minuten Toets (DMT). CITO. Laberge, D., & Samuels, S.J. (1974). Toward a theory of automatic information processing in reading. Cognitive Psychology, 6, 293–323. https//doi.org/:10.1016/0010-0285(74)90015-2 Larson, G.E. & Alderton, D.L. (1990). Reaction time variability and intelligence: A “worst performance” analysis of individual differences. Intelligence, 14(3), 309-325. https://doi.org/10.1016/0160- 2896(90)90021-K Leininger, M. & Rayner, K. (2015). Eye movements and visual attention during reading. In J.M. Fawcett, E.F. Risko, & A. Kingstone (Eds.), The handbook of attention (pp. 281-300). MIT Press. Maughan, B. & Carroll, J. (2006). Literacy and mental disorders. Child and Adolescent Psychiatry, 13, 145- 159. https//doi.org/:10.1097/01.yco.0000228752.79990.41 Melby-Lervåg, M., Lyster, S.A.H. & Hulme, C. (2012). Phonological skills and their role in learning to read: A meta-analytic review. Psychological Bulletin, 138, 322-352. https//doi.org/:10.1037/a0026744 Mole, C. (2017). Attention. In E.N. Zalta (Ed.), The Stanford Encyclopedia of Philosophy. https://plato.stanford.edu/archives/fall2017/entries/attention/. Nationaal Referentiecentrum Dyslexie (NRD; 2013). Protocol Dyslexie Diagnostiek en Behandeling 2.0. https:// www.nkd.nl/app/uploads/2017/10/protocol_dyslexie__diagnostiek_en_behandeling_2.0def.pdf Nissan, J., LIewald, D., & Deary, I.J. (2013). Reaction time and intelligence: Comparing associations based on two response modes. Intelligence, 41(5), 622-630. https://doi.org/10.1016/j.intell.2013.08.002 Pennington, B.F. (2009). Diagnosing learning disorders (2nd edition). Guilford Press. Pieters, J.P.M., & van der Ven, A.H.G.S. (1982). Precision, speed, and distraction in time-limit tests. Applied Psychological Measurement, 6, 93–109. https//doi.org/:10.1177/014662168200600110 Reynolds, M., & Besner, D. (2006). Reading aloud is not automatic: Processing capacity is required to generate a phonological code from print. Journal of Experimental Psychology: Human Perception and Performance, 32, 1303-1323. https://doi.org/10.1037/0096-1523.32.6.1303 Scerif, G., & Wu, R. (2014). Developmental disorders: A window onto attention dynamics. In A.C. Nobre & S. Kastner (Eds.), The Oxford handbook of attention (pp. 893-926). University Press. Scheltinga, F., Tijms, J., Zeguers, M., Rolak, M., & de Bree, E. (2021). Brede vakinhoudelijke richtlijn dyslexie. NIP, NVO, NKD, LBRT. https://dyslexiecentraal.nl/sites/default/files/media/document/2021-09/ Richtlijn%20Dyslexie_%20V1%202021.pdf Shaywitz, S.E., Escobar, M.D., Shaywitz, B.A., Fletcher, J.M., Makuch, R.M. (1992). Evidence that dyslexia may represent the lower tail of a normal distribution of reading ability. The New England Journal of Medicine, 326, 145–150. https//doi.org/:10.1056/NEJM199201163260301

292 Sietske A.E. Walda, Lydia Weenk & Marjolijn van Weerdenburg Slotboom, A. (2008). Statistiek in woorden. De meest voorkomende termen en technieken. Noordhoff Smit, J.C., & van der Ven, A.H.G.S. (1995). Inhibition in speed and concentration tests: The Poisson inhibition model. Journal of Mathematical Psychology, 39, 265–274. https//doi.org/:10.1006/jmps.1995.1027 Snowling, M.J. (2000). Dyslexia (2nd edition). Blackwell. Therrien, W.J. & Cook, B.G. (2018). Introduction to special issue: Null effects and publication bias in learning disabilities research. Learning Disabilities Research & Practice, 33, 5-10. https://doi.org/10.1111/ ldrp.12163s Tijms, J., de Bree, E.H., Bonte, M., De Jong, P.F., Loykens, E., & Reij, R. (2021). Protocol Dyslexie Diagnostiek en Behandeling 3.0. Nederlands Kwaliteitsinstituut Dyslexie. Torgesen, J.K. (2005). Recent Discoveries from Research on Remedial Interventions for Children with Dyslexia. In M.J. Snowling & C. Hulme (Eds.), The science of reading: A handbook (pp. 521–537). Guilford Press. Vellutino, F.R., Fletcher, J.M., & Snowling, M.J., Scanlon, D.M. (2004). Specific reading disability (dyslexia): What have we learned in the past four decades? Journal of Child Psychology and Psychiatry, 45, 2–40. https//doi.org/:10.1046/j.0021-9630.2003.00305.x Ven, A.H.G.S. van der (2019). Towards a mechanics of the mind: Empirical evidence for the Beta inhibition model using the bar response times of the attention concentration test. Unpublished manuscript. Ven, A.H.G.S. van der, Gremmen, F.M., & Smit, J.C. (2005). A statistical model for binocular rivalry. British Journal of Mathematical and Statistical Psychology, 58, 97–116. https//doi.org/:10.1348/000711005X38708 Ven, A. van der, Hotulainen, R., & Thuneberg, H. (2017). The probability distribution of the response times in a self-paced continuous search task. Psychological Test and Assessment Modeling, 59, 3–30. https// doi.org/:http://hdl.handle.net/10138/232747 Ven, A.H.G.S. van der, Smit, J.C., & Jansen, R.W.T.L. (1989). Inhibition in prolonged work tasks. Applied Psychological Measurement, 13, 177–191. https//doi.org/:10.1177/014662168901300209 Verhoef, E., Demontis, D., Burgess, S., Shapland, C.Y., Dale, P.S., Stergiakouli, E., … St Pourcain, B. (2019). Disentangling polygenic associations between attention-deficit/hyperactivity disorder, educational attainment, literacy, and language. Translational Psychiatry, 9, 1–12. https//doi.org/:10.1038/s41398- 018-0324-2 Visser, J.J.C.M. (1997). Lezen op AVI-niveau. De schaling, normering en validering van de nieuwe AVI-toetskaarten. KPC. Walda, S.A.E. (2023). Learning to read is to stick to the task. The elusive role of cognitive functions in dyslexia. [Proefschrift}. Radboud Universiteit. Walda, S.A.E., van Weerdenburg, M., Wijnants, M., & Bosman, A.M.T. (2014). Progress in reading and spelling of dyslexic children is not affected by executive functioning. Research in Developmental Disabilities, 35(12), 3431-3451. https://doi.org/ 10.1016/j.ridd.2014.08.013. Walda, S.A.E., van Weerdenburg, M., van der Ven, A.H.G.S., & Bosman, A.M.T. (2022). Literacy progress in children with dyslexia and the role of attention. Reading & Writing Quarterly, 38(1), 19-32. https:// doi.org/10.1080/10573569.2021.1897910 Walda, S.A.E., van Weerdenburg, M., & Bosman, A.M.T. (in prep). Werkgeheugentraining bij leerlingen met dyslexie leidt niet tot betere lees- en spellingresultaten [Manuscript in voorbereiding]. Behavioural Science Institute, Radboud Universiteit. Weenk, L. (2012). De Aandachts Concentratie Test. Hulpmiddel bij de diagnostiek en behandeling van dyslexie? [Masterscriptie]. Radboud Universiteit. http://www.annabosman.eu/documents/LydiaWeenk2011.pdf

Orthopedagogiek: Onderzoek en Praktijk, 61 (6) 293 (november-december 2022) 293 De samenhang tussen werkklimaat en agressief gedrag in een forensische behandelsetting voor volwassenen met een lichte verstandelijke beperking Angela Besselink, Robert Didden & Marinus Spreen The association between work climate and aggressive behavior in a forensic treatment setting for adults with mild intellectual disability Orthopedagogiek: Onderzoek en Praktijk, 61 (6), 293-310 © Gompel&Svacina | ISSN 2211-6273 | november-december 2022 SAMENVATTING Middels deze retrospectieve studie is onderzocht of er een samenhang is tussen werkklimaatfactoren en agressief gedrag binnen een forensische instelling voor volwassenen met een lichte verstandelijke beperking (LVB). Agressief gedrag komt regelmatig voor bij mensen met een LVB en kan grote gevolgen hebben. Agressief gedrag kan veroorzaakt worden door kenmerken van zowel het leefklimaat als het werkklimaat. In dit onderzoek is onderzocht welke werkklimaatfactoren de sterkste associatie vertonen met agressief gedrag. De hypothese was dat een positief werkklimaat samenhangt met minder agressieve incidenten. Het werkklimaat is onderzocht middels de Living Group Work Climate Inventory (LGWCI). De steekproef bestond uit 316 medewerkers werkzaam op 51 afdelingen van Trajectum. Op deze afdelingen verblijven gemiddeld 9 cliënten. Alle registraties van agressieve incidenten uit het interne meldingssysteem tussen 1 juni 2017 en 30 augustus 2018 zijn toegevoegd. Na voorbereidende analyses is een multiple regressieanalyse uitgevoerd om de samenhang tussen de werkklimaatfactoren (leiderschap, teamfunctioneren, werkmotivatie, werkdruk en gedeelde visie) en het aantal agressie-incidenten te onderzoeken. Bij de multiple regressieanalyse is een model gevonden dat 23% van de agressie kan verklaren. De drie factoren die een onderlinge samenhang laten zien zijn: werkdruk, werkmotivatie en gedeelde visie zoals gemeten binnen het team. Het bleek dat een hoge score op gedeelde visie gecombineerd met een hoge ervaren werkdruk en lage werkmotivatie geassocieerd is met meer agressieve incidenten. Dit verband tussen een sterk gedeelde visie en een toename van agressieve incidenten was onverwacht. Vervolgonderzoek hiernaar is gewenst om meer zicht te krijgen op deze mogelijke samenhang. Daarnaast is het ook wenselijk om de richting van eventuele verbanden tussen werkklimaat en agressie te kunnen onderzoeken; hiervoor is een longitudinaal design aan te bevelen. Vervolgonderzoek kan waardevolle inzichten opleveren om zodoende risicofactoren te identificeren die een rol spelen bij agressie. Kernwoorden: werkklimaat, agressie, lichte verstandelijke beperking

294 Angela Besselink, Robert Didden & Marinus Spreen SUMMARY This retrospective study examined associations between work climate factors and aggressive behavior of patients in a forensic treatment setting for adults with mild intellectual disability (MID). Although a relationship is assumed between the quality of the work climate and aggressive behavior of patients, no previous studies have been conducted in this area. Aggressive behavior is common in people with MID and can have major consequences. For this reason, it is important to gain more insight into which factors are associated with aggressive behavior. The objective of this study was to explore which work climate factors (alone or combined) show the strongest association with aggressive behavior. It was hypothesized that a positive work climate is related to less aggressive behavior. The work climate was assessed with the Living Group Work Climate Inventory (LGWCI). Registrations of aggressive incidents from an internal reporting system were included in this study. The sample consisted of 316 employees working at 51 treatment units of Trajectum. The modal group size consisted of 9 patients. Data were collected between June 2017 and August 2018. A multiple regression analysis was performed to investigate which (combination of) factor(s) show a strong correlation with aggressive behavior. With a multiple regression analysis a model was found consisting of three work climate factors, which only together explained 23% of the variance in aggression. A high score on shared vision combined with a high perceived workload and low score on work motivation was associated with more aggressive incidents. This association between a strong shared vision and an increase of aggressive incidents was unexpected. Follow-up research is required to gain more insight into this possible association. In addition, it is also valuable to further investigate the directions of the possible connections between work climate and aggression. A longitudinal design is recommended for this. Follow-up research can provide valuable insights to identify risk factors that play a role in aggression. Keywords: working climate, aggression, mild intellectual disability OVER DE AUTEURS Drs. Angela Besselink is werkzaam als klinisch psycholoog en psychotherapeut bij Trajectum. E-mail: [email protected]. Prof. dr. Robert Didden is Gz-psycholoog bij Trajectum en bijzonder hoogleraar Orthopedagogiek aan de Radboud Universiteit Nijmegen en is verbonden aan het Behavioural Science Institute en de afdeling Pedagogische Wetenschappen en Onderwijswetenschappen. E-mail: [email protected]. Dr. Marinus Spreen is lector Small n-Designs bij NHL Stenden. E-mail: Marinus.Spreen@NHLStenden. com. ABOUT THE AUTHORS Drs. Angela Besselink works as a clinical psychologist and psychotherapist at Trajectum, the Netherlands. E-mail: [email protected]. Prof. Dr. Robert Didden is health care psychologist and researcher at Trajectum. Next to this, he is a professor at the Behavioural Science Institute of Radboud University, the Netherlands. E-mail: robert. [email protected]. Dr. Marinus Spreen is professor of Small n-Designs at NHL Stenden university of applied sciences, the Netherlands. E-mail: [email protected].

De samenhang tussen werkklimaat en agressief gedrag 295 1. Inleiding Mensen met een lichte verstandelijke beperking (LVB) hebben naast beperkingen in het intellectueel functioneren (IQ: 50-85, inclusief zwakbegaafdheid) ook beperkingen in het adaptief functioneren. Adaptieve vaardigheden zijn vaardigheden die nodig zijn om onafhankelijk in de samenleving te kunnen functioneren (Tassé et al., 2012). Vaak ervaren mensen met een LVB problemen in het hanteren van hun emoties. Bij forensische cliënten met een LVB is in vergelijking met forensische cliënten met een normale begaafdheid verhoudingsgewijs vaker sprake van probleemgedrag, zoals agressief gedrag (Didden et al., 2016). Medewerkers in de forensische psychiatrie worden vaker geconfronteerd met agressieproblematiek wanneer bij de cliënt sprake is van een lichte verstandelijke beperking (Neimeijer, Delforterie, Roest, Van der Helm, & Didden, 2021a). Slachtoffers van geweld kunnen hieraan (ernstig) fysiek letsel, maar ook emotioneel letsel (zoals angst, slaapproblemen, boosheid of wrok) overhouden (De Looff, Nijman, Didden, & Embregts, 2018). Voor de cliënt (tevens dader) kan een agressie-incident ook grote nadelige gevolgen hebben voor de voortgang van hun behandeling en tevens leiden tot vrijheidsbeperkende maatregelen (zoals separatie) of overplaatsing naar een andere behandelplek of een (nieuwe) veroordeling. Uit eerder onderzoek is bekend dat het leefklimaat een samenhang heeft met het aantal agressie-incidenten (Neijmeijer, 2021a). Tegelijkertijd wordt vanuit theorie ook verondersteld dat er een samenhang is tussen het werkklimaat en agressie-incidenten. Om die reden is Trajectum gestart met een jaarlijks leef- en werkklimaatonderzoek door middel van vragenlijsten. Het werkklimaat wordt gemeten middels de Living Group Work Climate Inventory (LGWCI; Dekker, Van Miert, Van der Helm, & Stams, 2015). Met de huidige studieopzet is de veronderstelde samenhang tussen werkklimaat en agressie geëxploreerd. Dit is nog niet eerder onderzocht. Theoretisch wordt een samenhang verondersteld zoals in figuur 1 weergegeven (Knotter et al., 2019). Werkklimaat Het werkklimaat kan omschreven worden als de kwaliteit van de sociale en fysieke werkomgeving, waarbij oog is voor het bieden van de juiste randvoorwaarden om het werk op een goede wijze te kunnen uitvoeren (De Valk et al., 2019). Het werkklimaat zoals gemeten met de LGWCI bestaat uit tien onderdelen, Organisatie TEAM- EN WERKKLIMAAT LEEFKLIMAAT Open/gesloten, andere cliënten BEJEGENING Interpersoonlijk gedrag BEGELEIDER Emoties Attitude Zelfverzekerdheid Zelfreflectie/-inzicht Copingstijl Cliënt met LVB Agressie Psychische stoornis FIGUUR 1. Factoren in het begrijpen van agressie bij mensen met een LVB

296 Angela Besselink, Robert Didden & Marinus Spreen waarbij vijf onderdelen zijn meegenomen in deze onderzoeksopzet. Deze vijf werkklimaatfactoren worden verondersteld een samenhang te hebben met het leefklimaat en daarmee het risico op agressief gedrag. Andere factoren in de LGWCI gaan over werkgevers- en werknemersverplichtingen alsook de werkomgeving. De keuze voor de factoren is gebaseerd op eerdere onderzoeken waarbij gekeken is naar werkklimaat en repressie. Het eerste onderdeel is leiderschap, het tweede teamfunctioneren, het derde werkdruk, het vierde werkmotivatie en het laatste de gedeelde visie binnen het team. Deze factoren zijn in eerder onderzoek naar voren gekomen als belangrijk(st)e factoren die mogelijk samenhangen met de bejegening van begeleiders richting cliënten (Dekker et al., 2015; Knotter et al., 2019; De Valk et al., 2016; Van der Helm et al., 2011) en worden hierna achtereenvolgens besproken. Leiderschap is het vermogen om anderen te beïnvloeden, te motiveren en de ander in staat stellen om bij te dragen aan een effectieve en succesvolle organisatie (House, 1999). Een goede leider informeert haar medewerkers, biedt duidelijkheid, geeft invloed door medewerkers actief te betrekken bij (eventuele) veranderingen en het nemen van beslissingen en zorgt voor ondersteuning om het werk te kunnen uitvoeren (Harder, Knorth, & Zandberg, 2006). In de LGWCI worden drie leiderschapsstijlen onderscheiden. Inspirerend leiderschap leidt tot een innovatieve organisatiecultuur waarbij medewerkers open staan voor veranderingen (Leesblind, 2009). Inspirerend leiderschap hangt ook vaak samen met een open en therapeutisch leefklimaat (Van der Helm et al., 2011). Passief leiderschap kan leiden tot teleurstelling over een gebrek aan ondersteuning hetgeen kan leiden tot meer repressieve controle (Perelman & Clements, 2009) en een gesloten, niet-therapeutisch leefklimaat (Van der Helm et al., 2011). Controlerend leiderschap wordt gekenmerkt door controle van de medewerkers door de leidinggevende. Wanneer doelen behaald worden volgt een beloning, terwijl fouten gecorrigeerd worden (Bass & Bass, 2009). Een positief teamfunctioneren is helpend in het kunnen bieden van een balans tussen de benodigde structuur en regels én een zekere mate van flexibel kunnen reageren. Er is sprake van een positief teamfunctioneren wanneer teamleden naar elkaar luisteren, er een duidelijke communicatiestijl is, mensen elkaar feedback geven, er ruimte is om moeilijke situaties met elkaar te overleggen en hierin gezamenlijk keuzes te maken. Ook het in staat zijn om onderling conflicten op te lossen is onderdeel van een positief teamfunctioneren (Knotter et al., 2018). Wanneer medewerkers een hoge mate van stress en werkdruk ervaren, zullen zij sneller overgaan tot het gebruik van dwang- en andere controlemiddelen (Hastings et al., 2013; Van der Helm & Stams, 2012). Dit kan leiden tot een toename van agressief gedrag bij cliënten (Neimeijer et al., 2021; Van der Helm, Stams, & Van der Laan, 2011). Het ervaren van een gevoel van onveiligheid – zoals een dreiging van agressie eventueel versterkt door het ervaren van weinig steun vanuit collega’s – kan leiden tot meer dwang richting cliënten in een poging dit onveilige gevoel te verminderen (De Valk, 2019; Jacob, Holmes, & Buus, 2008; Salovitta, 2002; Stone, 2001; Van der Helm, Boekee et al., 2011). Werkmotivatie is belangrijk om ondanks agressie-incidenten sensitief te kunnen reageren op het gedrag en het welbevinden van de cliënt. Werkmotivatie wordt gedefinieerd als tevredenheid met het werk als ook het ervaren van betrokkenheid bij het werk (Dekker et al., 2015). Wanneer medewerkers het idee hebben dat het geven van behandeling ‘zin’ heeft (taaksignificantie), leidt dit tot betere behandelresultaten (Haslam, 2004; Van der Helm, Boekee et al., 2011). Wanneer er – ten slotte – in een team sprake is van een gedeelde visie op de ontwikkelingsmogelijkheden van de cliënten, wordt dit als positief gezien om een positief leefklimaat te kunnen bieden. Een hoge score op gedeelde visie toont aan dat medewerkers vertrouwen hebben in de ontwikkelingsmogelijkheden en dit vertrouwen gedeeld wordt met collega’s (Dekker et al., 2015). Gedeelde normen binnen een team kunnen de keuze

De samenhang tussen werkklimaat en agressief gedrag 297 van medewerkers om vrijheidsbeperkende maatregelen toe te passen beïnvloeden. Deze normen kunnen meer op de voorgrond komen te staan wanneer teams streven naar een vorm van cohesie. Dit kan ertoe leiden dat medewerkers sneller vrijheidsbeperkende maatregelen gaan toepassen wanneer dit door collega’s als positief gezien wordt (Larue et al., 2009). In een recent onderzoek van Roy et al. (2020) wordt ook een samenhang gevonden tussen sterk gedeelde normen en een toename van vrijheidsbeperkende maatregelen. Doelstelling van het huidige onderzoek In deze studie is nagegaan of en, zo ja, welke van de vijf factoren van het werkklimaat samenhangen met agressief gedrag bij cliënten met LVB in een forensische setting van Trajectum. De samenhang tussen agressief gedrag van cliënten en het werkklimaat op behandelafdelingen binnen een instelling voor mensen met een LVB is – voor zover ons bekend – nog niet eerder onderzocht. Verondersteld wordt dat binnen een positief werkklimaat medewerkers in staat zijn om een open therapeutisch groepsklimaat te creëren en op professionele wijze kunnen reageren op ongewenst gedrag van cliënten, waardoor het risico op escalatie in de vorm van agressie lager is (Van der Helm & Stams, 2012). Het omgekeerde kan ook het geval zijn; dat wanneer sprake is van een groot aantal agressieincidenten binnen een instelling dit uiteindelijk ook invloed heeft op het werkklimaat. Om meer zicht te krijgen welke factoren samenhangen met agressie en hoe agressie voorkomen kan worden is het van belang om te onderzoeken of er een samenhang bestaat tussen het werkklimaat van medewerkers en agressief gedrag van cliënten en zo ja, welke werkklimaatfactoren hierin een rol spelen. Binnen het onderzoek is de volgende vraagstelling onderzocht: welke (combinatie van) werkklimaatfactor(en) hangt/hangen (het sterkst) samen met het totaal aantal agressie-incidenten? De hypothese vooraf was dat wanneer er sprake is van passief en controlerend leiderschap, een negatief teamfunctioneren, een hoge werkdruk, een lage werkmotivatie en het ontbreken van gedeelde visie, er een samenhang is met het leefklimaat en daarmee ook de kans op agressie-incidenten op de desbetreffende afdeling. Binnen dit onderzoek zijn de gemiddelde scores op de werkklimaatfactoren per afdeling als maat meegenomen als ook het totaal aantal agressie-incidenten op die desbetreffende afdeling. De afdelingen zijn hierbij niet onderling met elkaar vergeleken, omdat dit door de grote variatie tussen de afdelingen geen betrouwbaar beeld zou geven. Binnen de instelling zijn namelijk specifieke afdelingen ingedeeld voor mensen met onder meer agressieproblematiek, verslavingsproblematiek en/of zedenproblematiek. Deze groepen verschillen onderling ook sterk met betrekking tot de kans op agressieve incidenten. 2. Methode 2.1 Toestemming onderzoek Er is toestemming verleend door de facultaire Commissie Ethiek van de Radboud Universiteit voor een uitgebreid onderzoek op het gebied van leef- en werkklimaat bij cliënten met een LVB binnen Trajectum (Radboud Universiteit, ECSW2017-3001-471). 2.2 Respondenten Binnen de klinische behandelafdelingen van Trajectum wordt jaarlijks een werkklimaatonderzoek verricht met het Living Group Work Climate Inventory (LGWCI; Dekker et al., 2015). In totaal hebben 316 van de 636 medewerkers die werkzaam zijn op de afdelingen deelgenomen aan het werkklimaatonderzoek (49.7%) (zie Tabel 1). Deze medewerkers werken op verschillende locaties (59 afdelingen

298 Angela Besselink, Robert Didden & Marinus Spreen verspreid over 7 locaties in Noord- en OostNederland). Binnen de steekproef is iets minder dan de helft man (48%), de gemiddelde leeftijd is 37.2 jaar (SD = 11.34). Het merendeel van de medewerkers is langer dan 4 jaar in dienst bij Trajectum: 37% werkt 4 tot 10 jaar binnen de organisatie, 28% langer dan 10 jaar. Twintig procent is korter dan twee jaar in dienst (12% korter dan een jaar, 8% 1-2 jaar). 2.3 Setting Trajectum biedt onder meer klinische forensische behandeling aan cliënten met een LVB, vaak in combinatie met psychische problemen en/of ernstige problemen op diverse levensgebieden. In de behandeling ligt de focus op het verminderen van probleemgedrag als ook het beschermen van de maatschappij door de cliënten binnen een beschermde setting te laten verblijven. Het beveiligingsniveau en de zorgintensiteit van de verschillende klinische afdelingen varieert van 1 (laag) tot 3 (hoog) en hangt samen met het type afdeling (open of besloten/gesloten). Vaak worden cliënten vanwege externaliserende problematiek (bijvoorbeeld agressie of seksueel grensoverschrijdend gedrag) of internaliserende problematiek (zelfbeschadigend of suïcidaal gedrag) opgenomen (Delforterie, Hesper, & Didden, 2020). Cliënten verblijven binnen Trajectum met een justitieel kader zoals TBS (40%) of met een zorgmachtiging bijvoorbeeld Rechterlijke Machtiging (23%) of op vrijwillige basis (37%) (cijfers Trajectum 2017). De behandeling is in de meeste gevallen langer dan twee jaar en kan in sommige gevallen oplopen tot tien jaar of langer. De huidige gemiddelde behandelduur is 6 jaar en 7 maanden. Dit is echter sterk afhankelijk van de opnamestatus, de aanwezige problematiek en risico’s op recidive. 2.4 Procedure Alle medewerkers (n = 636) van Trajectum zijn in de periode tussen september 2017 en april 2018 per e-mail uitgenodigd om deel te nemen aan het werkklimaatonderzoek. Hierbij is ook aan de medewerkers gevraagd of de uitkomsten van de vragenlijst anoniem voor onderzoeksdoeleinden gebruikt mochten worden. Medewerkers is gevraagd om in te vullen op welke afdeling zij werkzaam zijn, zodat de onderzoeksresultaten op afdelingsniveau konden worden geanalyseerd en teruggekoppeld. De meldingen van de agressie-incidenten per afdeling zijn geëxtraheerd uit een interne database waar alle incidenten worden geregistreerd, genaamd Smile. Na elk agressieincident dat plaatsvindt binnen Trajectum wordt direct na afloop door de aanwezige medewerkers in het softwareprogramma Smile een registratieformulier ingevuld. Alle incidenten die plaats hebben gevonden in de periode tussen 1 juni 2017 tot en met 30 augustus 2018 zijn in het onderzoek meegenomen. In navolging van eerder onderzoek van Neimeijer et al. (2021) zijn alle agressieincidenten drie maanden vóórafgaand en drie maanden ná afloop van de werkklimaatmeting geïncludeerd. 2.5 Instrumenten Werkklimaat De Living Group Work Climate Inventory (LGWCI; Dekker et al., 2015) is gebruikt om het werkklimaat te laten beoordelen door medewerkers. De LGWCI is een zelfrapportage vragenlijst welke is samengesteld uit verschillende gevalideerde vragenlijsten. Deze vragenlijst is door de Hogeschool van Leiden ontwikkeld om informatie te geven over het werkklimaat in residentiële (jeugd)instellingen. De lijst bestaat uit 21 schalen waarmee in totaal tien factoren van het werkklimaat worden gemeten (totaal 186 items). Alle items zijn gescoord op een 5-punts Likertschaal (1 = ‘Helemaal niet van toepassing’ tot 5 = ‘Helemaal wel van toepassing’). In de huidige studie zijn de volgende vijf factoren van de LGWCI meegenomen: leiderschap, teamfunctioneren, werkmotivatie, werkdruk en gedeelde visie.

De samenhang tussen werkklimaat en agressief gedrag 299 Leiderschap. De factor leiderschap bestaande uit 16 items en is gebaseerd op de Multifactor Leadership Questionnaire (MLQ; Bass & Bass, 2009). Een voorbeeld van een item is: “Hij/zij laat zien hoe je problemen vanuit verschillende gezichtspunten kunt bekijken.” Teamfunctioneren. De schaal teamfunctioneren (18 items) is gebaseerd op het gevalideerde meetinstrument de PANTRIX (Van Miert et al., ingediend voor publicatie). Deze schaal meet in hoeverre medewerkers het functioneren van hun team als positief of negatief ervaren. Een voorbeelditem van positief teamfunctioneren is: “Teamleden kunnen onverwachte situaties goed hanteren” en een item van negatief teamfunctioneren is: “Er is weinig saamhorigheid tussen de collega’s.” Werkmotivatie. Deze factor bestaat uit twee subschalen, namelijk tevredenheid (7 items) en betrokkenheid (7 items). De items van deze subschalen zijn afkomstig van de Taak Beleving en Organisatieklimaat vragenlijst (TABOK, Jansen & Zaal, 1984) en de Vragenlijst Beleving en Beoordeling van de Arbeid (VBBA, Van Veldhoven & Meijman, 1994). Een voorbeelditem van de schaal tevredenheid is: “Ik voel mij altijd veilig op mijn werk.” Een voorbeelditem van de schaal betrokkenheid is: “Ik haal plezier uit het contact dat ik heb met de cliënten.” Werkdruk. De items over werkdruk (8) zijn afkomstig uit de Vragenlijst Beleving en Beoordeling van Arbeid (VBBA) (Van Veldhoven & Meijman). Een voorbeelditem van de schaal werkdruk is: “Bij mij op de unit is er sprake van een personeelstekort.” Gedeelde visie. De vijf items van de schaal gedeelde visie zijn afkomstig uit de vragenlijst Taak Beleving en Organisatieklimaat (TABOK, Jansen & Zaal, 1984) en de Vragenlijst Beleving en Beoordeling van de Arbeid (VBBA, Van Veldhoven & Meijman, 1994). Een voorbeelditem van gedeelde visie is: “Mijn teamleden en ik delen onze visie op de cliënten in de instelling.” Binnen het huidige onderzoek is de interne consistentie van de schalen als volgt: leiderschap (α = .81), positief teamfunctioneren (α = .86), negatief teamfunctioneren (α = .78), tevredenheid (α = .75), betrokkenheid (α = .64), werkdruk (α = .78) en gedeelde visie (α = .66). Er bestaan verschillen ten aanzien van de interpretatie van de interne consistentie (Chronbach’s alfa). Sommige onderzoekers (Kline, 1999; Tavakol & Dennick; 2011) stellen dat alleen factoren met een alfa boven de .70 acceptabel zijn, terwijl door andere beschreven is dat een waarde boven de .60 voldoende is (Griethuijsen et al., 2015; Nunnaly; 1978; Taber, 2018). In het huidige exploratieve onderzoek gaan we ervan uit dat de gevonden alfa’s als voldoende beschouwd kunnen worden. Agressie-incidenten Binnen Trajectum worden agressieincidenten door medewerkers van de afdeling (digitaal) geregistreerd in het softwaresysteem Smile. Er wordt bijgehouden wie het incident heeft veroorzaakt, wanneer het incident heeft plaatsgevonden en welke maatregelen zijn toegepast tijdens én na het incident. Er worden verschillende typen incidenten met verschillende subcategorieën geregistreerd. In dit onderzoek zijn de drie subcategorieën (fysieke agressie, verbale agressie en agressie gericht tegen objecten) van agressie bij elkaar opgeteld, wat leidt tot één maat die indicatief is voor het aantal agressie-incidenten. De keus voor deze subcategorieën sluit aan bij eerder onderzoek van Neimeijer et al. (2021). Binnen de categorie fysieke agressie valt: slaan, schoppen, gooien met spullen naar begeleiding, bijten of spugen. Voorbeelden van verbale agressie zijn: dreigen, schreeuwen of uitschelden. Agressie gericht tegen objecten is bijvoorbeeld het vernielen van spullen of schoppen tegen de deur of muur. In het onderzoek was het niet mogelijk om onderscheid te maken tussen agressie gericht naar medewerkers en/ of medecliënten.

300 Angela Besselink, Robert Didden & Marinus Spreen 2.6 Analyse Voor de statistische analyses is SPSS versie 26 gebruikt (IBM Corp., 2019). Voorafgaand aan de analyses is middels een non-respons analyse getoetst of de huidige steekproef van werknemers op belangrijke karakteristieken representatief is voor de gehele organisatie. Er is getoetst of de verdeling van geslacht, leeftijd en werkervaring van de medewerkers in de steekproef afwijkt van de gehele organisatie. Hiervoor zijn Chi-kwadraat en t-toetsen gebruikt. Tevens is de dataset gecontroleerd op missende data. Alle afdelingen waar meer dan één medewerker de werkklimaatvragenlijst (LGWCI) heeft ingevuld zijn geïncludeerd in het huidige onderzoek. In totaal zijn 51 van de deelnemende 59 afdelingen geïncludeerd. In het huidige onderzoek is een steekproefgrootte behaald van 316 medewerkers werkzaam op 51 afdelingen. Daar de uitkomstvariabele is gemeten op afdelingsniveau zijn de 5 predictoren de gemiddelde score per afdeling. Aangezien er in totaal 51 afdelingen in het onderzoek zijn meegenomen, was het niet mogelijk om de gewenste power te behalen. Echter omdat de steekproef van 316 medewerkers op de meeste variabelen representatief zijn bevonden voor de hele organisatie, verwachten we dat de gemiddelde scores van predictoren per afdeling betrouwbaar zijn. De volgende assumpties van regressieanalyse zijn tijdens de analyse beoordeeld, te weten additiviteit, lineariteit, heteroscedasticiteit en multicollineariteit. De assumptie van additiviteit en lineariteit is geëvalueerd aan de hand van het “standardized predicted values against standardized residuals” plot; de assumptie van heteroscedasticiteit werd geëvalueerd aan de hand van het “P-P plot of regression standardized residual”. Er is tevens getoetst of er sprake is van multicollineariteit binnen het eindmodel oftewel of er een sterke correlatie bestaat tussen twee of meerdere van de onafhankelijke variabelen. Dit is gedaan door de Tolerance en de VIF (Variance Inflation Factor) te berekenen. De volgende richtlijnen voor het beoordelen van de Tolerance en VIF zijn hierbij gehanteerd: — Als de hoogste VIF-waarde groter is dan 10 (of Tolerance kleiner dan 0.1), geeft dit een indicatie van een probleem (Bowerman & O’Connell, 1990; Myers, 1990). — Als de gemidddelde VIF substantieel groter is dan 1, kan de regressie een bias laten zien (Bowerman & O’Connell, 1990). — Een Tolerance lager dan 0.2 impliceert een potentieel probleem (Menard, 1995). 2.7 Strategie bij de analyse Om de onderzoeksvraag te kunnen beantwoorden is gewerkt volgens de modelbuilding strategie beschreven in Hosmer en Lemeshow (hoofdstuk 4.2, 2000). Eerst zijn voorbereidende univariate analyses uitgevoerd. Er zijn vijf enkelvoudige lineaire regressieanalyses uitgevoerd waarbij iedere onafhankelijke variabele geselecteerd wordt met een p-waarde < 0.25 of klinisch relevant gevonden wordt. Deze variabelen zijn in het startmodel geplaatst. Vervolgens is de onafhankelijke variabele met de hoogste p-waarde groter dan 0.05 uit het startmodel gelaten waarna het nieuwe model opnieuw is geanalyseerd. Deze iteraties zijn doorgegaan tot alle onafhankelijke variabelen een p-waarde hadden van < 0.05 en/of een bias corrected accelarated (BCa)-betrouwbaarheidsinterval gevonden werd waarbij de waarde nul niet voorkomt. Vervolgens is nagegaan in hoeverre de eerder geëxcludeerde onafhankelijke variabelen voor het startmodel fitten met het gevonden model. Ook is dit model beoordeeld op de eerder beschreven assumpties. Het main effects model (Hosmer & Lemeshow, 2000, p. 98) bestond uit alle significante en klinisch relevante onafhankelijke variabelen. Als laatste stap is de check uitgevoerd op interacties. Het opnemen van interacties in het eindmodel is gedaan op basis van statistische en klinische relevante redenen. In deze studie zijn de onafhankelijke variabelen de gemiddelde scores op de vijf werkklimaatfactoren per afdeling en de afhankelijke variabele het totaal aantal agressie-incidenten per afdeling.

De samenhang tussen werkklimaat en agressief gedrag 301 3. Resultaten 3.1 Non-response analyse De steekproef bleek op een aantal variabelen afwijkend ten opzichte van alle medewerkers binnen Trajectum (zie Tabel 1). De gemiddelde leeftijd van de medewerkers in het onderzoek (M = 37.2) is significant lager (gemiddeld 5.5 jaar) ten opzichte van de gehele populatie (M = 42.7), t(867) = 5.97, p = .004. De vijfde variabele ‘aantal uren per week werkzaam’ wijkt eveneens af. Er blijkt een overrepresentatie van mensen met een contractomvang van meer dan 32 uur per week en een onderrepresentatie van mensen met een parttime contract hebben (0-20 uur en 20-32 uur), χ2 (2) = 303.18, p = <.001. Op de overige variabelen (geslacht, jaren werkervaring en functie) wijkt de steekproef niet significant af. 3.2 Lineaire regressieanalyse Vooraf zijn de assumpties getoetst waarbij bleek dat de variabelen niet normaal verdeeld waren waarna een worteltransformatie heeft plaatsgevonden (zie Tabel 2). De skewness en kurtosis van de variabelen bevonden zich na de transformatie – op één variabele na – tussen de -2 en 2. De variabele werkmotivatie heeft na transformatie een kurtosis van 2.6 (SE = .61) en is daarmee net niet normaal verdeeld, wat betekent dat een relatief groot deel van de variantie veroorzaakt wordt door zeldzame extreme waarden. De overige variabelen waren na de transformatie normaal verdeeld. TABEL 1. Beschrijving van de karakteristieken van de steekproef medewerkers en de gehele populatie binnen Trajectum Variabele Steekproef (n = 316) Totaal medewerkers (n = 636) Geslacht man (%) 47.2 47.2 Gemiddelde leeftijd, M (SD)** 37.2 (11.34) 42.7 (12.27) Jaren werkzaam binnen de organisatie (%) < 1 jaar 10.2 0.3 1 – 2 jaar 8.1 8.0 2 – 4 jaar 13.0 23.3 4 – 10 jaar 37.7 34.4 > 10 jaar 23.2 34.0 Uren werkzaam op contractbasis (%) *** < 20 uur 1.0 14.9 20 – 32 uur 33.1 61.3 32 – 40 uur 65.9 23.8 Functie op de afdeling (%) Begeleider 50.7 57.4 Persoonlijk begeleider 49.3 42.6 Noot. ** p<.01, *** p<.001

302 Angela Besselink, Robert Didden & Marinus Spreen In Tabel 2 zijn de resultaten terug te vinden van de uitgevoerde enkelvoudige regressieanalyses. Uit de analyse blijkt – tegen de verwachting in – geen van de werkklimaatfactoren univariaat een significante samenhang te hebben met de afhankelijke variabele totaal aantal agressie-incidenten. De verklaarde variantie varieert hierbij tussen de 0.1% en de 0.6%. TABEL 2. Uitkomsten enkelvoudige regressieanalyses per werkklimaatfactor B (SE) β t p BCa (95%) Lower Upper Constante -19.00 (27.51) -.69 .49 -72.0 32.01 Leiderschap 8,06 (8.01) .14 1,01 .32 -5,94 22.91 Constante 18.33 (14.07) 1.30 .20 -8.85 41.63 Positief teamfunctioneren -5.03 (7.33) -.10 -.69 .50 -16.77 7.93 Constante -2.54 (9.45) -.27 .79 -19.10 17.51 Negatief teamfunctioneren 6.73 (5.65) .17 1.19 .24 -5.53 17.12 Constante 29.94 (22.47) 1.33 .19 -15.14 117.64 Werkmotivatie -7.71 (8.15) -.13 -.95 .35 -29.47 5.39 Constante -9.78 (13.65) -.72 .48 -33.63 12.06 Werkdruk 10.07 (7.44) .19 1.35 .18 -3.05 25.00 Constante -10.23 (11.09) -.92 .36 -26.47 11.81 Gedeelde visie 10.53 (6.17) .24 1.71 .09 -1.50 19.90 Noot. R2 = .02 voor hypothese leiderschap; R2 = .01 voor hypothese positief teamfunctioneren; R2 = .03 voor hypothese negatief teamfunctioneren; R2 = .02 voor hypothese werkmotivatie; R2 = .04 voor hypothese werkdruk; R2 = .06 voor hypothese gedeelde visie. TABEL 3. Eindmodel multiple regressieanalyse waarin het eindmodel van de gevonden samenhang van werkklimaatfactoren met het totaal aantal agressie-incidenten is weergegeven Eindmodel B (SE) β t p Tolerance VIF BCa (95%) Lower Upper Constante 4.76 (27.20) .18 .89 - 46.01 84.31 Werkmotivatie (*) -23.31 (9.27) -.41 -2.52 .02 .63 1.59 -44.56 -9.08 Werkdruk 13.13 (7.11) .25 1.85 .06 .91 1.10 .62 24.95 Gedeelde visie (**) 24.56 (7.23) .55 3.40 .00 .62 1.62 12.43 35.43 Noot. * p < .05; ** p < .01.

De samenhang tussen werkklimaat en agressief gedrag 303 3.3 Multiple regressieanalyse De multiple regressieanalyse met bootstrap leverde een eindmodel (zie Tabel 3) op wat 23% van de variantie in de afhankelijke variabele ‘totaal aantal agressie-incidenten’ verklaart. Dit model bestaat uit de volgende drie werkklimaatfactoren: (1) werkmotivatie, (2) werkdruk en (3) gedeelde visie (R2 = .23, F(3,47) = 4.74; p = .006). Dit betekent dat deze variabelen gezamenlijk 23% van het aantal agressie-incidenten voorspelt. De uitkomsten van het eindmodel staan weergegeven in Tabel 3. De p-waarde van de variabele werkdruk is in het eindmodel niet significant (p = .06). Echter, aangezien binnen het BCa-interval de coëfficiëntschattingen niet de waarde nul omvatten, is ervoor gekozen om deze variabele wel aan het eindmodel toe te voegen. 4. Discussie In deze retrospectieve studie is onderzocht of er een samenhang tussen werkklimaatfactoren en agressief gedrag was. Vanuit de theorie wordt een samenhang verondersteld tussen enerzijds het werkklimaat zoals ervaren door medewerkers en de mate van agressief gedrag van cliënten. De hypothese was dat een positief werkklimaat samenhangt met minder agressieve incidenten. Een positief werkklimaat kenmerkt zich door een lage werkdruk, een goede balans in leiderschap, een positief teamfunctioneren, een grote mate van betrokkenheid en tevredenheid als ook een gedeelde visie binnen het team. De samenhang tussen werkklimaat en agressie is niet eerder onderzocht; wel zijn er enkele onderzoeken gedaan naar de samenhang tussen werkklimaat en repressie en de toepassing van dwangmaatregelen. Er zijn in de voorbereidende analyses geen univariate significante verbanden gevonden tussen de werkklimaatfactoren en agressief gedrag. Dit was een onverwachte uitkomst vanwege de in eerder onderzoeken veronderstelde verbanden tussen werkklimaat en leefklimaat. In het eindmodel van de multiple regressieanalyse bleek sprake van een zogenaamde suppression situatie (Tzelgov & Henik, 1991). In een suppression situatie hebben de onafhankelijke variabelen en de afhankelijke variabele – bivariaat – geen correlatie met elkaar. Alleen deze specifieke combinatie van onafhankelijke variabelen blijkt significant samen te hangen met agressief gedrag (de afhankelijke variabele). Er lijkt sprake te zijn van een suppressor effect. Suppressor variabelen kunnen de irrelevante variatie uit de onafhankelijke variabelen verwijderen en hebben daardoor een ‘zuiverend’ effect (Thompson, 2006). In het huidige model blijkt een hoge score op de werkklimaatfactoren werkdruk en gedeelde visie en een lage werkmotivatie samen te hangen met een hoger aantal agressie-incidenten. In dit model verklaart deze combinatie van drie werkklimaatfactoren (werkmotivatie, werkdruk en gedeelde visie) 23% van het aantal agressieincidenten. Bij twee van de factoren komt het gevonden effect overeen met de hypothese. Wanneer sprake is van een hoge werkdruk en er gelijktijdig sprake is van een lage werkmotivatie, hangt dit samen met meer agressieve incidenten op de afdeling zoals ook vooraf verwacht. Een onverwacht resultaat was echter dat een hoge gedeelde visie samenhangt met meer agressieve incidenten. Vanuit de theorie wordt verondersteld dat een hoge score op gedeelde visie in combinatie met een hoge schaalscore betrokkenheid (onderdeel werkmotivatie) het meest positief is: ‘de medewerkers hebben vertrouwen in de ontwikkelingsmogelijkheden van hun cliënten en ervaren dat dit vertrouwen gedeeld wordt door collega’s en management’ (p.7; Dekker et al., 2015). Anderzijds is ook bekend dat teamleden vanuit hun behoefte om te streven naar samenhang sneller elkaar als referentiepunt nemen en zodoende een gedeelde visie met elkaar opbouwen (Hastings, 2005). Binnen teams waar sprake is van meer samenhang en homogeniteit tussen de teamleden, kan hierdoor een zekere mate van groepsdenken ontstaan, waardoor de kritische reflectie op het eigen handelen mogelijk meer naar de achtergrond verdwijnt (Janis & Mann, 1977).

304 Angela Besselink, Robert Didden & Marinus Spreen Dit houdt in dat een groep afwijkende meningen onderdrukt om te komen tot groepsharmonie, waardoor de mogelijkheid tot reflectie van het personeelslid op eigen handelen en ook het handelen van collega’s wordt belemmerd. Reflectie is echter het belangrijkste ingrediënt gebleken om repressie te voorkomen of te verminderen binnen de jeugdzorg (De Valk et al., 2016). Eerder is gevonden dat de aanwezige normen binnen een team richting geven aan het handelen van medewerkers (Larue et al., 2009). In recent onderzoek van Roy et al. (2020) bleek dat wanneer sprake is van gezamenlijke doelen en het nastreven van een gevoel van cohesie dit kan leiden tot een toename van dwangmaatregelen. Het streven naar een samenhang als team kan tot gevolg hebben dat medewerkers sneller dwangmaatregelen toepassen wanneer andere medewerkers het toepassen van deze maatregelen als positief zien. Dit kan leiden tot steeds meer rigide groepsnormen en ertoe leiden dat vanuit de groep meer dwang/repressie wordt toegepast. Dit zou kunnen verklaren waarom in het huidige onderzoek een gedeelde visie op de afdeling in combinatie met een hoge werkdruk en lage werkmotivatie samenhangt met meer agressieve incidenten. Repressie kan leiden tot een toename van agressieve incidenten (Neimeijer et al., 2021). Het is van belang om te onderzoeken of de huidige uitkomsten ook in vervolgonderzoek gerepliceerd kunnen worden. Wanneer dat het geval is, zou dat kunnen betekenen dat een gedeelde visie binnen een team zoals gemeten met de LGWCI niet zonder meer als positief kan worden beschouwd en nader onderzocht dient te worden. De huidige uitkomsten wijzen erop dat er in teams groepsdenken kan ontstaan, waarbij het gebruik van repressie en dwang als positief worden beschouwd en daarmee een gesloten, niet therapeutisch klimaat wordt gecreëerd met grote gevolgen voor de cliënten die op deze afdeling verblijven. Het advies is dan ook om binnen organisaties ook te onderzoeken of de visie van het team over hun eigen werkklimaat overeenkomt met de beleving van cliënten. Dit zou ook kunnen verklaren waardoor er in eerdere onderzoeken waarbij getracht is de samenhang tussen werkklimaatfactoren en repressie ook geen eenduidige resultaten gevonden zijn. De Valk et al. (2019) vond in haar onderzoek geen samenhang tussen de verschillende werkklimaatfactoren (leiderschap, teamfunctioneren en werkdruk) en de mate van repressie. In het onderzoek van Roy et al. (2020) zijn bij de cross-sectionele analyses geen verbanden gevonden tussen het werkklimaat en de toegepaste dwangmaatregelen. Er werden in dit onderzoek alleen effecten gevonden bij de longitudinale analyses. Hieruit kwam naar voren dat een hoge mate van ‘orde en organisatie’ oftewel het hebben van gezamenlijke doelen en een sterkere samenhang binnen een team kan leiden tot een toename in het toepassen van vrijheidsbeperkende maatregelen. Neimeijer (2013) vond in haar onderzoek wel een significante positieve samenhang tussen werkdruk en repressie binnen forensische jeugdinstellingen. Ook binnen het onderzoek van Van der Helm, Moonen en Roest (2013) werd gevonden dat een positief teamfunctioneren en een niet al te hoge werkdruk van belang zijn om goede zorg te kunnen bieden. Ook een goede werkmotivatie bleek een klein positief effect te hebben. Neimeijer et al. (2021b) vond alleen een samenhang tussen een positief teamfunctioneren en repressie. De beschreven studies zijn lastig met elkaar te vergelijken doordat zij in hun methode en toegepaste analysemethoden sterk van elkaar verschillen. In de onderzoeken waar wel een verband werd gevonden is naast het werkklimaat ook het leefklimaat zoals beoordeeld door cliënten meegenomen in de analyses. Hierdoor kan er gecontroleerd worden of het werk- en leefklimaat met elkaar overeenkomen oftewel of de beleving van de medewerkers en cliënten met elkaar overeenkomt. Een andere complicerende factor bij het vergelijken van de uitkomsten van de onderzoeken waar wel een samenhang is gevonden is dat deze uitkomsten ook verschillend zijn. In het onderzoek van Neimeijer et al. (2021) werd enkel een samenhang tussen de werkklimaatfactor positief teamfunctioneren en repressie gevonden. Door van der Helm et al. (2013) werd een samenhang tus-