4 Visueel Perceptie Onderzoek bij kinderen en jongeren met oculaire slechtziendheid

Transcriptie

1 113 4 Visueel Perceptie Onderzoek bij kinderen en jongeren met oculaire slechtziendheid 4.1 Introductie metingen één en twee: Visueel Perceptie Onderzoek Dit hoofdstuk richt zich in het tweede classificatieperspectief functies van de visuele waarneming van het Visueel Profiel op b2 visuele perceptie en visuomotoriek. Het geeft antwoord op deelvraag 1: Is er sprake van een minder goed functioneren (niveau en tijd) van kinderen en jongeren met oculaire slechtziendheid op kijktaken in vergelijking tot normaal ziende kinderen? Kijktaken zijn hierbij neuropsychologische tests gericht op hogere visuele functies. In dit onderzoek omvat dit op het gebied van visuele perceptie de functies objectherkenning en ruimtelijke relaties en op het gebied van visuomotoriek de oog-handcoördinatie. In dit onderzoek duiden we de neuropsychologische tests gericht op objectherkenning en ruimtelijke relaties aan als visuele perceptie tests (in engere zin). Deze tests zijn geheel motor-free of doen nauwelijks een beroep op de visuomotoriek. De neuropsychologische test gericht op visuomotoriek worden als visuomotorische tests aangeduid. Het functioneren betreft de score op deze tests en de tijd die daarvoor nodig is. Bij deze deelvraag behoren de volgende hypothesen: De experimentele groep kinderen en jongeren met oculaire slechtziendheid behaalt significant lagere scores op visuele perceptie tests in vergelijking met de controlegroep normaal ziende leeftijdgenoten (hypothese 1). De experimentele groep kinderen en jongeren met oculaire slechtziendheid behaalt significant lagere scores op visuomotorische tests in vergelijking met de controlegroep normaal ziende leeftijdgenoten (hypothese 2). De experimentele groep kinderen en jongeren met oculaire slechtziendheid heeft significant meer tijd nodig op visuele perceptie tests in vergelijking met de controlegroep normaal ziende leeftijdgenoten (hypothese 3). De experimentele groep kinderen en jongeren met oculaire slechtziendheid heeft significant meer tijd nodig op visuomotorische tests in vergelijking met de controlegroep normaal ziende leeftijdgenoten (hypothese 4). In het theoretische model (figuur 3.1) is dit meting één en meting twee op de variabele b2, met een aanvullende meting op b1 (zie paragraaf 3.5). Meting van deze hogere visuele functies b2 noemen we Visueel Perceptie Onderzoek. Dit ter onderscheid van de meting van lagere visuele functies b1, dat Visueel Functie Onderzoek genoemd wordt.

2 Meting één: hogere visuele functies objectherkenning en ruimtelijke relaties zonder tijdsdruk (VPO 1) Methode VPO 1 Voor het toetsen van bovengenoemde hypothesen wordt als onderzoeksdesign een vergelijking gemaakt tussen de experimentele groep met een controlegroep in het functioneren, scores en tijden, op neuropsychologische tests gericht op hogere visuele functies. In de onderzoeksopzet is daarbij een breed spectrum aan neuropsychologische tests betrokken, welke gericht zijn op visuele perceptuele-cognitieve en visuomotorische functies. Voor de eerste meting (VPO 1) is gekozen voor visuele objectherkenning inclusief gezichtsherkenning en voor visueel ruimtelijke tests. Als proefpersonen in VPO 1 hebben de 45 kinderen en jongeren van de experimentele groep en de 45 gematchte leeftijdgenoten van de controlegroep gefungeerd, zoals deze beschreven zijn in hoofdstuk 3. De experimentele groep is daarin getypeerd als normaal begaafde kinderen en jongeren in de leeftijd van 6 t/m 18 jaar met oculaire slechtziendheid gebaseerd op diverse oogheelkundige diagnoses, waarbij de ernst van de slechtziendheid geklasseerd kan worden van zeer ernstig tot en met bijna normaal ziend (zie paragraaf 3.6). Als instrumenten voor de meting van VPO 1 zijn de hieronder beschreven tests gekozen (zie paragraaf t/m ). Selectiecriteria voor de keuze van tests vormden a) voldoende zichtbaarheid voor deze doelgroep personen met oculaire slechtziendheid (zwartwit uitvoering / geen erg kleine details), b) specifieke gerichtheid op één van de bovengenoemde hogere visuele functies, c) validiteit en betrouwbaarheid van de test, d) beschikbaarheid van (Nederlandse) normgegevens voor de leeftijdsrange van 6 tot 20 jaar en e) een breed spectrum van hogere visuele functies voor de gehele testbatterij. De combinatie van deze criteria was niet eenvoudig en vroeg om compromissen. Gekozen zijn de hieronder beschreven onderzoeksmiddelen in volgorde van voorkeur i.v.m. genoemde selectiecriteria. Voorafgaand aan de afname is in verband met de zichtbaarheid voor personen met slechtziendheid besloten om één test aan te passen (Luria-kaart 33). De begripsvaliditeit van deze tests bij gebruik bij deze experimentele groep met oculaire slechtziendheid is voorafgaande aan de hypothese toetsing nagegaan (zie paragraaf ). Daarna is de werkwijze beschreven in Wisc-R doolhoven Deze subtest doolhoven is een onderdeel van de Wisc-R Nederlandstalige bewerking, voor de bepaling van het algemeen intelligentie niveau voor de populatie kinderen. Hierbij zijn normen beschikbaar in de leeftijd van 6 t/m 16 jaar. De Cotan beoordeling is goed / voldoende (Evers et al., 2000). Als onderdeel van de intelligentie test is deze subtest gericht op het vermogen om vooruit te zien en het handelen te plannen. Deze subtest doet vooral een beroep op visueel-ruimtelijke vaardigheid, waarbij het visueel waarnemen van een patroon, visueel volgen van een paar lijnen te midden van andere lijnen en ruimtelijke oriëntatie aan de basis liggen van het oplossingsproces (Steene et al., 1986). Deze subtest kan daarom als een visueel perceptuele test met een visuomotorische component beschouwd worden. De visuele eigenschappen van deze subtest blijken in de klinische onderzoekspraktijk doorgaans voldoende voor personen met een verminderde gezichtsscherpte om dit kijkend te kunnen doen

3 met compensatie door verkorting van de kijkafstand. De maximale ruwe score die op deze test behaald kan worden is 37. Na leeftijdscorrectie kunnen de ruwe subtestscores, voor de leeftijd tot en met 16 jaar, omgezet worden in genormaliseerde standaardscores (gemiddeld 10, SD 3 ). Bij doolhoven vormt de tijd die men nodig heeft een onderdeel voor de berekening van de genormeerde standaardscore en daarom is er bij deze test gekozen om de totaaltijd niet als afzonderlijke variabele in dit onderzoek te betrekken Facial Recognition Test Deze test van Benton et al. is voor bepaling van het niveau van perceptie van onbekende gezichten door matching van een frontale portretfoto met één of drie portretfoto s van dezelfde persoon tussen zes antwoordalternatieven. De foto s kunnen onderscheiden worden in drie groepen. De eerste groep foto s (zes opgaven) zijn uitsluitend frontale gezichten. De tweede groep portretfoto s zijn schuin van opzij gefotografeerd. De derde groep bestaat uit uitsluitend frontale foto s, maar daarbij is de belichtingsrichting verschillend (Benton, Hamsher, Varney, & Spreen. 1983a en c). Per leeftijdsjaar van 6 tot 15 jaar zijn de gemiddelde scores beschikbaar, gebaseerd op kleine groepen normaal intelligentie kinderen. Voor de leeftijd vanaf 16 jaar zijn er acht classificatiegebieden voor indeling van de ernst voor een op leeftijd en opleiding gecorrigeerde score. Er is geen Cotan beoordeling. Deze test is veelvuldig gebruikt voor meting van gezichtsherkenning van onbekende gezichten bij mensen met hersenbeschadiging (Benton, 1983; Lezak, 1983; Spreen & Strauss, 1991). Bouma et al. beoordelen de test als goed bruikbaar met de aanbeveling voor volledige afname en zij hebben geen grote bezwaren tegen het gebruik van de Amerikaanse normen. De visuele eigenschappen van de portretfoto s (veel details en veel contrastnuances) doen veronderstellen dat de prestaties beïnvloed kunnen worden door gezichtsscherpte en contrastgevoeligheid. Of dat echter zo is hangt niet alleen af van de kwaliteit van de visuele stimuli van de test, maar ook van de wijze waarop de onderzochte zoekt naar de oplossing (kijken oplossingsstrategie). In onze onderzoeken in de revalidatiepraktijk blijkt dat veel slechtziende jongeren de oplossing vinden door voornamelijk te kijken naar de voor hen wel zichtbare deelaspecten, bijvoorbeeld een hoog contrast tussen de haargrens en het voorhoofd. Dan geeft uitsluitend de lijn van de haargrens de informatie voor de keuze, zonder dat verder gekeken wordt naar de vele nuances in laag contrast in het gezicht zelf. Bouma et al. geven aan dat lage scores bij testen met complexe visuele stimuli (zoals de FRT) het gevolg kunnen zijn van lagere visuele stoornissen zoals gezichtsvelduitvallen. Bij lagere visuele stoornissen mogen lage scores daarom niet geïnterpreteerd worden als stoornis in de hogere visuele functie gezichtsherkenning. De onderzoeksbevindingen naar de relatie tussen visuele velddefecten en testprestaties op de Facial Recognition Test bij mensen met hersenbeschadiging zijn echter niet eenduidig (Bouma et al. 1998). Er is eveneens onderzoek gedaan naar gezichtsherkenning bij mensen met stoornissen in de lagere visuele functies zonder hersenbeschadiging. In paragraaf is het onderzoek van Bailey et al. genoemd, Onderzoek van Kempen et al. toont aan dat personen met een gezichtsscherpte voor nabij van 0.4 of lager op de short form van de FRT (en eveneens op Visual Form Discrimination van Benton) significant lager scoren dan mensen met normale gezichtsscherpte in het nabij zien (Kempen, Kritchevsky & Feldman, 1994). In genoemd onderzoek is de keuze gemaakt voor lettergrootte Jaeger als maat voor binoculair nabij zien. De experimentele groep perso-

4 nen met slechtziendheid heeft J5 of meer, wat overeenkomt met een gezichtsscherpte van 20/50 of lager. De controle groep heeft J1. Aangegeven is dat alleen personen zijn toegelaten tot de experimentele groep als de verminderde nabij gezichtsscherpte een gevolg is van refractie fouten en niet van andere oculaire pathologie. Opgemerkt moet worden dat refractie fouten zonder oogheelkundige pathologie doorgaans m.b.v. lenzen verbeterd kunnen worden en dat daarmee onduidelijk is in hoeverre de experimentele groep bij dit onderzoek uit slechtziende personen bestaan heeft! Men beschrijft de experimentele groep wel met de terminologie Visual Impairment. Wel kan gesteld worden dat met deze keuze voor deze experimentele groep de mogelijke invloed van andere lagere visuele stoornissen dan gezichtsscherpte vrijwel is uitgesloten. Daardoor blijft overeind dat dit onderzoek aantoont dat een verminderde gezichtsscherpte kan leiden tot een lagere prestatie op tests voor hogere visuele functies, zonder dat daarmee uitspraken over de hoge visuele functies gedaan kunnen worden. Deze gegevens ondersteunen de grondregel bij Visueel Perceptie Onderzoek dat pas geconcludeerd kan worden tot stoornissen in de visuele perceptie als er sprake is van significant lage scores, welke niet toegeschreven kunnen worden aan stoornissen in lagere visuele functies, noch aan een lagere intelligentie en bij taken met een visuomotorische component eveneens niet aan stoornissen in de met betrekking tot motorische functies. Voor het hier beschreven onderzoek is gekozen voor de volledige afname (long form) met 54 opgaven. De maximale ruwe score die hierop behaald kan worden is 54. Voor de leeftijden binnen dit onderzoek kunnen de ruwe scores gebruikt worden zonder correcties voor leeftijden en/of opleiding Judgment of Line Orientation Deze test van Benton et al. (1983b) is voor bepaling van de visueel-ruimtelijke perceptie door schatting van de hoek van een lijn en identificatie van een lijn onder gelijke hoek in een waaier van11 lijnen. Per leeftijdsjaar van 7 tot 15 jaar zijn de gemiddelde scores en standaarddeviaties beschikbaar voor zowel jongens als meisjes, gebaseerd op kleine groepen normaal intelligente kinderen. Voor de leeftijd van 16 jaar en ouder zijn er acht classificatiegebieden voor indeling van de ernst gebaseerd op een voor leeftijd en sekse gecorrigeerde score. Er blijken sekse verschillen te zijn voor alle leeftijden (Benton et al. 1983a). Deze test is veelvuldig gebruikt voor meting van het vermogen tot het schatten van richtingen bij mensen met hersenbeschadiging (Lezak, 1983). Uit hetzelfde bovengenoemd onderzoek (Kempen et al, 1994) blijkt een lage gezichtsscherpte bij deze test niet van invloed. Bouma noemt de betrouwbaarheid bevredigend, maar acht de normen niet geheel bevredigend, waarmee vooral kritiek geleverd wordt op de wijze waarop de mate van correctie van de ruwe scores op leeftijd, sekse en opleiding bepaald is (Bouma et al. 1998). Er zijn twee alternatieve vormen, welke dezelfde 30 opgaven bevatten, maar in een andere volgorde. Gekozen is in dit onderzoek voor vorm H. De maximale ruwe score is 30. Voor de leeftijden binnen dit onderzoek kunnen de ruwe scores gebruikt worden zonder correcties voor leeftijden en/of sekse.

5 Test of Visual-Perceptual Skills (non-motor) Deze test van Gardner is gericht op meting van de sterke en zwakke kanten van de visuele perceptie van kinderen zonder dat een beroep gedaan wordt op de motoriek. Visuele perceptie wordt daarbij gedefinieerd als het vermogen om betekenis te geven aan, interpretatie van datgene wat gezien wordt. Daarbij wordt verwezen naar de definitie van Buktenica uit 1968, waarbij aangegeven wordt dat visuele perceptie...includes recognition, insight, and interpretation at the higher levels of the central nervous system of what is seen (Gardner, 1996). De TVPS omvat de volgende subtests: visuele discriminatie, visueel geheugen, visueel-ruimtelijke relaties, visuele vorm constantie, visueel opeenvolgende geheugen, visuele figuur-achtergrond waarneming en visuele nabijheid (closure). Bij alle subtests wordt gestart met een oefenopgave en daarna volgen 16 opgaven in oplopende moeilijkheidsgraad. Normen zijn beschikbaar voor de leeftijdsgroep van 4 jaar en 0 maanden tot en met 12 jaar en 11 maanden. Aangegeven wordt dat verwacht wordt dat voor de scoring bij kinderen van 13 jaar en ouder de normen van 12 jaar gebruikt mogen worden (Gardner 1988a). Opgemerkt moet worden dat de betrouwbaarheid bij tieners echter tendeert naar lagere waarden, dan in de leeftijden 5 t/m 9 jaar. Bovendien is er in 1992 een Upper Level versie voor de leeftijdsgroepen 12 t/m 18 jaar verschenen, waarbij de normen per leeftijd verschillen. Op basis hiervan is besloten dat de normen van 12 jaar in dit onderzoek niet voor de leeftijden daarboven gebruikt worden. Omdat verwacht werd dat slechtziende kinderen en jongeren matiger presteren op deze test en omdat voor de hele leeftijdsrange in het onderzoek de bevindingen worden vergeleken is er voor gekozen om voor alle leeftijden de gewone versie voor jongere kinderen te gebruiken. Dat maakt wel dat gecontroleerd moet worden op plafondeffect voor de leeftijden van 13 jaar en ouder. Bij de afname zijn ook de totaaltijden genoteerd. Als er sprake is van plafondeffect, dan kan de totaaltijd beschouwd worden als een maat voor de moeilijkheid van deze test voor de onderzochte. Een voorwaarde om totaaltijden te kunnen vergelijken is echter de afname van alle opgaven per subtest. Bij proefafname van de TVPS bij slechtziende kinderen bleek dat sommige slechtziende kinderen aan één oefenopgave niet genoeg leken te hebben. Enkele kinderen bleken pas na enkele opgaven op het goede spoor te zitten en moeilijke opgaven goed te kunnen doen. Handhaving van de afbreekregel zou in dergelijke gevallen er toe leiden dat deze kinderen een zeer lage score krijgen, terwijl zij wel in staat zijn om moeilijke opgaven goed te beantwoorden. Dat komt de betrouwbaarheid van de test bij deze doelgroep niet ten goede. Daarom en i.v.m. de totaaltijden is er voor gekozen om de afbreekregel niet te handhaven bij dit onderzoek en elke subtest in zijn geheel af te nemen. Op deze wijze kunnen de ruwe scores van de totaalafname vergeleken worden. Bovendien kan altijd achteraf de afbreekregel in de bepaling van de gewogen score gehanteerd worden voor de leeftijden waarvoor normen beschikbaar zijn. Nadeel van deze alternatieve afname is dat bij jonge kinderen er meer opgaven afgenomen worden wat meer belastend kan zijn en het kan maken dat jonge kinderen verhoudingsgewijs veel te moeilijke opgaven krijgen voorgelegd. De maximale ruwe score bij alle subtests is 16. Voor de leeftijden vanaf 4 t/m 12 jaar kunnen tevens, maar dan met het in acht nemen van de afbreekregels, gewogen scores bepaald worden: gemiddelde10, SD 3, maximum 19. De gewogen scores van de test als geheel kunnen gebundeld worden in een perceptual quotient (Gemiddelde 100, SD 15). Na de proefafname in dit onderzoek is er in 1996 een nieuwe versie van de TVPS verschenen, waarbij bij diverse figuren de lijndikte is teruggebracht, diverse opgaven zijn ver- 117

6 vangen en nieuwe zijn toegevoegd (Gardner, 1996). Soms is bovendien de volgorde van de opgaven veranderd. Omdat al ervaring was opgedaan met de versie van 1991 is er niet voor gekozen om de nieuwe versie te gebruiken Closure Faces Test In deze test van Mooney worden wit-zwart tekeningen van gezichten voorgelegd aan de onderzochte. De tekeningen geven in wit de lichte delen van een gezicht weer en de schaduwen zijn zwart. Hierdoor vormen deze tekeningen voor de onderzochte een gestalt completion taak (Lezak, 1983). Gekozen is voor Mooney Faces Lansdell s Revision. Dit zijn 40 tekeningen, waarbij de onderzochte persoon aan moet geven of de tekening een meisje, jongen, vrouw, man, oma of opa voor moet stellen. Bij 12 tekeningen is slechts één alternatief goed, bij de overige 28 opgaven mogen twee alternatieven beide als een goede score worden beoordeeld. De maximumscore is hiermee 40. Er zijn geen gegevens over betrouwbaarheid, validiteit. Ook zijn er nauwelijks recente normgegevens beschikbaar: Temple noemt een gemiddelde score (vermoedelijk voor de doelgroep voor volwassenen) van 34,8 bij een SD van 2,5 (1997). Het argument om in dit onderzoek deze tests naast de Facial Recognition Test te gebruiken, is dat verondersteld mag worden dat de stimuli van deze tests in vergelijking met de FRT minder afhankelijk zijn van stoornissen in contrastgevoeligheid en gezichtsscherpte! Higher visual functions - intellectual operations in space, Luria Card 33 In deze test van Luria moet de proefpersoon een cirkel of een punt plaatsen in een parallellogram, na mentale rotatie van het voorbeeld. De mentale rotatie is nodig omdat in diverse opgaven de brontekening in verschillende sterkte geroteerd is. De mate van rotatie is steeds duidelijk doordat de oorspronkelijke basislijn verdikt is weergegeven. Daarbij is er een keuze uit twee verschillende parallellogrammen en dus een keuze uit acht alternatieve hoeken (Christensen, 1983, 1984 en 1985). Dit is een onderdeel uit de neuropsychologische onderzoeksmethode van Luria, waarbij conclusies gebaseerd worden uit de totaalafname en niet uit één onderdeel. Desondanks is er voor gekozen om dit onderdeel hierbij op te nemen. De argumentatie daarvoor is dat deze kaart 33 een sterk beroep doet op het vermogen tot omgaan met visueel ruimtelijke verhoudingen en omdat verondersteld wordt dat met deze vorm van mentale rotatie wiskundig zuiver de moeilijkheidsgraad opgebouwd kan worden. De originele kaart bevat echter slechts enkele opgaven en bovendien zijn deze stimuli te klein voor gebruik bij mensen met een verminderde gezichtsscherpte. Daarom is het onderliggende concept uitgewerkt tot een versie met grotere figuren (ruim twee cm hoog), dikkere lijnen, slechts vier opgaven per blad en een oplopende moeilijkheidsgraad, zonder dat er een logische voorspelbaarheid in de antwoorden zit. Uitgaande van een parallellogram met twee hoeken van 60 en twee van 120 en een mentale rotatie van de basislijn in stappen van 30 zijn er vier tot de derde macht mogelijkheden. Deze 64 mogelijkheden zijn alle uitgewerkt en gesplitst in twee gelijkwaardige versies van 32 opgaven (Luria Card 33, Looijestijn s revision). Deze test heeft slechts een beperkt visuomotorische component en kan voornamelijk als een visueel ruimtelijke perceptie test worden beschouwd. De maximale score op deze gereviseerde test is 32.

7 De test blijkt in dit onderzoek een duidelijke spreiding in scores en tijden op te leveren bij zowel de experimentele als de controle groep. De scatterplots geven daarbij de tendens dat toename van de leeftijd samen gaat met een hogere score en een kortere totaaltijd. Zie verder voor begripsvaliditeit paragraaf Harense Lieveheersbeestjes Test Omdat de beschikbare tests voor de jongste deelnemers als te weinig speels zijn beoordeeld en omdat de meeste (sub)tests gericht zijn op objectherkenning is er een locatietaak ontworpen: de Harense Lieveheersbeestjes Test. Bij deze visueel ruimtelijke tests moeten per opgave twee rechthoeken worden vergeleken waarin per rechthoek één tot vijf lieveheersbeestjes staan op gelijk of ongelijke locaties. De onderzochte moet daarbij bepalen of de lieveheersbeestjes in de twee rechthoeken op eenzelfde positie staan of niet. Naast negen oefenopgaven omvat deze test 42 toetsopgaven in een veronderstelde oplopende moeilijkheidsgraad Begripsvaliditeit van de instrumenten uit VPO 1 bij gebruik bij de experimentele groep Voorafgaand aan de databewerking voor toetsing van de hypothesen is nagegaan of de begripsvaliditeit van de gebruikte neuropsychologische test is aangetast door het gebruik bij personen met oculaire slechtziendheid. De visuele eigenschappen van de stimuli kunnen immers maken dat de mate van slechtziendheid een groot effect heeft op de prestaties op deze tests. Berekend over de ruwe scores van de neuropsychologische tests uit VPO 1 bij de experimentele groep zijn alle correlaties significant (zie tevens paragraaf en tabel 4.18). Bij vrijwel alle correlaties is de berekende p-waarde onder,01. Alleen bij de volgende correlaties is de p-waarde tussen,01 en,05: Luria Card met FRT r =,27; CFT met JLO r =,33; CFT met visual figure-ground r =,32; FRT met visual memory r =,26; doolhoven met visual-sequential memory r =,26; visual memory met visual figure-ground r =,30 en ten slotte visual memory met visual form constancy waarbij r =,35. Berekend over de controlegroep (N tussen 41 en 45) zijn alle correlaties op één na significant: niet significant is visual discrimination met FRT r =,23. Significant met een p-waarde tussen,01 en,05 zijn FRT met visual-spatial relationships r =,27 en FRT met visual-sequential memory r =,34) en de overigen hebben een p-waarde,01. Op grond hiervan kan geconcludeerd worden dat de samenhang tussen de gebruikte tests bij de experimentele groep niet afwijkt van de onderlinge samenhang bij de controlegroep. De onderlinge correlaties binnen alle gebruikte visuele perceptie testen geven geen reden om aantasting van de begripsvaliditeit te veronderstellen. Geconstateerd kan worden dat de gebruikte tests een convergente begripsvaliditeit hebben; alleen de tests m.b.t. gezichtsherkenning blijken zich in deze groep enigszins te onderscheiden. De voor dit onderzoek gemaakte revisie van Luria Card 33 blijkt een goede visueel ruimtelijke begripsvaliditeit te hebben: de correlaties tussen de ruwe scores van deze test met andere visueel ruimtelijke tests zijn allen significant (p =,000) (zie tabel 4.1).

8 Werkwijze VPO 1 Om de experimentele groep niet te veel te belasten en om de bereidheid om mee te doen zo groot mogelijk te maken is gekozen voor afname in de thuissituatie. Daarbij waren geen andere personen aanwezig. Vooraf is nadrukkelijk gevraagd de verlichting aan te passen aan de eigen lichtbehoefte voor dergelijke kijktaken. Alle afnames bij de experimentele groep zijn gedaan door de onderzoeker (PL). De afname bij de controlegroep was eveneens individueel en heeft plaats gevonden in een stille ruimte op de scholen. Enkele afnames hebben plaats gevonden in de thuissituatie of op het revalidatiecentrum. De afnames van de controlegroep zijn gedaan door drie door de onderzoeker ingewerkte stagiaires orthopedagogiek (binnen de doctoraalstage bij Visio O&R) en door de onderzoeker. Tabel 4.1 Luria Card 33: begripsvaliditeit correlaties tussen de ruwe scores van Luria Card 33 met de overige visueel ruimtelijke tests uit dit onderzoek bij de diverse onderzoeksgroepen Pearson correlaties Luria Card 33 met: Experimentele groep Controle groep Judgment of line orientation,68 (N=44),62 (N=42) Doolhoven WISC-R,65 (N=44),74 (N=38) TVPS: visual-spatial relationships,58 (N=44),58 (N=42) = p.01 (eenzijdig getoetst) Er is in de afname gekozen voor een vaste volgorde in de afname. Startend met een wat speelse test (HLT) en daarna een afwisseling in objectherkenning en ruimtelijke taken (TVPS 1-7, Wisc doolhoven, FRT, JLO form H, Closure Faces Test, Luria Card 33). Tevens is gekozen voor registratie van de totaaltijd in seconden voor elke test, behalve doolhoven, en voor periodieke registratie van de kijkafstand bij de experimentele groep (veelvoud van vijf cm). De totaaltijd omvat de tijd na de algemene instructie vanaf de aanbieding van de eerste opgave (na eventuele oefenopgaven) tot de beëindiging van het laatste antwoord of actie. Deze totaaltijd omvat daardoor denktijd, responstijd en de tijd die nodig is voor aanbieding van de volgende opgave, zoals het ombladeren van de stimulusbladen en rustmomenten tussen de opgaven. Denk- en responstijd kunnen als een maat voor het presteren gezien worden naast het aantal correcte antwoorden: eenzelfde aantal goede antwoorden in een kortere tijd wordt hierbij als een betere prestatie beschouwd. De tijd die nodig is voor het ombladeren heeft niet direct te maken met datgene wat de test bedoelt te meten en tast daardoor de validiteit aan als we de totaaltijd als maat voor prestatie beschouwen. Om deze ruis zo gering mogelijk te doen zijn is bij jonge en naar verwachting trage kinderen/jongeren het omslaan door de onderzoeker gedaan. Ook de rusttijd is in de afname beperkt gehouden door aanmoediging daar waar nodig. Bij dit onderzoek is bij alle testen de voorgeschreven afnameprocedure gevolgd. Alle afwij-

9 121 kingen daarin zijn hiervoor vermeld bij de betreffende test Resultaten VPO 1 Om de groepsverschillen (zie hypothesen) te onderzoeken zijn de volgende databewerkingen gedaan. De ruwe scores zijn bij afname boven de normleeftijd gecontroleerd op plafond effect. Bij elke (sub)test zijn op basis van de ruwe scores bij zowel de experimentele groep als de controle groep het gemiddelde en de standaarddeviatie bepaald. Met behulp van een t-toets is nagegaan of de beide groepen daarin significant verschillen. In dit onderzoek is gekozen voor een significantieniveau van 5 %; bij een p-waarde,05 worden de resultaten van de gebruikte toets of procedure als significant beoordeeld. Daar waar de p-waarde dan,01 (evt.,005) wordt dit eveneens vermeld. Een groepsverschil kan zich beperken tot een verschil in het percentage uitvallers. Nagegaan is, vooral als er geen significant groepsverschil is, of oculaire slechtziendheid geassocieerd is met uitvallende scores. Daartoe is bij de betreffende (sub)test gezocht naar een mogelijkheid om een cut-off point of grenswaarde te bepalen, waaronder de prestatie als significant slecht kan worden beoordeeld. Voor sommige testen (doolhoven Wisc-R, JLO,VMI) kan dit geschieden op basis van de normgegevens. Als deze gegevens te sterk verouderd zijn (TVPS) of onvolledig / niet voorhanden zijn (FRT, CFT) dan kan berekening bij een normale verdeling plaats vinden op basis van het rekenkundige gemiddelde en de standaard deviatie van de controlegroep. Een dergelijke grensbepaling kan bij scheve verdelingen, zoals doorgaans bij tijden, beter geschieden op basis van percentielen dan op basis van het aantal standaarddeviaties vanaf het rekenkundige gemiddelde. Welk percentiel men daarvoor neemt hangt af van twee zaken: wenselijkheid en haalbaarheid (vergelijk Stiers, et al., 1997). De wenselijkheid betreft de vraag hoe streng wil men de slechtere prestaties beoordelen: welk percentage mag als uitvaller beschouwd worden en wat noemt men nog een normale score. Voor de nieuwe regelgeving voor toewijzing tot het speciaal onderwijs schrijft men bijvoorbeeld doorgaans een afwijking van twee standaarddeviaties onder het gemiddelde voor (TCAI, 2001), wat overeenkomt met 2,3 de percentiel. Bij de CBCL en verwante gedragsvragenlijsten hanteert men o.a. voor de totale probleemscore de 82 ste percentiel van de T-score voor het grensgebied en de 90 ste percentiel voor het klinische gebied (zie paragraaf 6.3.1). Hierbij worden de 10 % problematische scores tot het klinische gebied en bovendien nog 8 % tot een grensgebied gerekend. De haalbaarheid betreft de vraag op welke gegevens kan men een percentiel berekenen. De gegevens van een kleine groep geven geen betrouwbare berekeningen van kleine percentielen. Wil een percentiel score gebaseerd zijn op empirische gegevens, dan mag zeker geen kleinere percentiel berekend worden dan het percentage dat één proefpersoon in de gehanteerde onderzoeksgroep representeert; 100 gedeeld door het totale aantal proefpersonen. Voor het 5 de percentiel heeft men daarom minimaal een groep van 20 personen nodig en voor het 16 de percentiel minimaal zes personen. Omdat in het leeftijdsbereik van dit onderzoek de prestaties sterk oplopen bij ouder worden, moet een dergelijke berekening binnen smalle leeftijdscohorten plaatsvinden. Bij ontwikkelingsschalen vindt berekening van de normering doorgaans plaats op een deel van een kalenderjaar. Voor het nemen van belangrijke individuele beslissingen, zoals toelating tot speciaal onderwijs adviseren Resing e.a. een groepsgrootte tussen de 300 tot 400 personen per normgroep, waarvoor genormeerd wordt (Resing, Evers, Komen, Pameijer, Bleichrodt, van Boxtel, & de Greef, 2002).

10 Stiers (1997 en 1998) beargumenteert voor zijn onderzoek naar stoornissen in visuele perceptie een grenswaarde bepaling gebaseerd op het 5 de percentiel. De bepaling van een dergelijke scherpe grens is op de gegevens vanuit dit onderzoek niet haalbaar. Evenmin zijn er gegevens vanuit ander onderzoek op basis waarvan een betrouwbare grenswaarde berekend kan worden. De vraag is bovendien of een dergelijke scherpe grens voor onderzoek naar verschillen in uitvalspercentages tussen de experimentele groep en de controlegroep wenselijk is. Binnen een dergelijk kleine onderzoeksgroep maakt een scherpe grens dat het aantal uitvallers te zeer bepaald kan worden door toevallige factoren. Een minder scherpe grens verhoogt het aantal personen wat tot de uitvallende groep gerekend wordt en maakt dat een vergelijking van het aantal uitvallers in de controlegroep met de uitvallers in de experimentele groep minder door toevallige factoren bepaald wordt. Gekozen is daarom in dit onderzoek voor een grenswaarde bepaling gebaseerd op het 16 de percentiel van de controlegroep; gelijk aan deze waarde en daaronder spreken we van een uitvallende prestatie. Dit komt overeen met één standaarddeviatie onder het gemiddelde bij een normale verdeling. Uiteraard is een uitvallende score 1 SD onder het gemiddelde en een uitvallende tijd 1 SD daarboven. Bij de bepaling van de grenswaarden voor elk kalenderjaar bij elke subtest is bovendien rekening gehouden met de volgende voorwaarden (zie tevens Stiers, 1997): De laagste grenswaarde mag niet lager zijn dan een toevalsscore De grenswaarden per leeftijd moeten monotoon stijgen (voor ruwe scores) of dalen (voor totaaltijden) in functie van de leeftijd, tenzij normgegevens tussen deze leeftijden een afwijkende stijgingshoek laten zien Controle op de grenswaarden van de 16 de percentiel kan plaats vinden door vergelijking met de berekende waarden van de 10 de en de 25 ste percentiel bij de controlegroep en soms op normgegevens van de test zelf (bijvoorbeeld bij de FRT zijn de gemiddelde scores van de leeftijd vanaf zes jaar bekend) De gehanteerde grenswaarde is het natuurlijke getal (de te behalen ruwe score) wat het dichts bij de berekende waarde ligt. De 16 de percentiel is berekend op de gegevens van de controlegroep (scores en onbewerkte tijden). Om de kromme van de cut-off lijn te bepalen zijn de berekeningen gedaan op de hele groep (N = 45), vervolgens op twee subgroepen onder 13 jaar (N = 21) en vanaf 13 jaar (N = 24) en ten slotte op vier subgroepen van 6 t/m 8 (N = 10), 9 t/m 12 (N = 11), 13 t/m 15 (N = 13) en 16 t/m 19 (N = 11). Op deze wijze kunnen op de gegevens van een beperkte groep zeven punten op de cut-off lijn bepaald worden in de leeftijdsrange van 6 t/m 19 jaar. Het aantal uitvallers is per test in beide groepen vastgesteld m.b.v. de cut-off lijn. Met behulp van de chi-kwadraat toets voor associatie (Pearson Chi-square χ2) is ten slotte per (sub)test nagegaan of het uitvalspercentage in de experimentele groep significant verschilt met het uitvallerpercentage in de controlegroep (p.05 eenzijdig getoetst). Bij een significant verschil is er een samenhang tussen oculaire slechtziendheid (behoren tot de experimentele groep) en uitvallen in de score / tijd bij de betreffende visuele perceptie test. Bij tijdsvariabelen zijn er vaak enkele proefpersonen met uitschieters, die maken dat er geen normaalverdeling in deze variabele aanwezig is en er slechts beperkte statistische bewerkingen gedaan kunnen worden. Een natuurlijk logaritmische bewerking van de tijdsmaten maakt doorgaans wel dat aan de voorwaarde van normaalverdeling voldaan kan worden. Ook in de tijdsvariabelen bij dit onderzoek bleek dit het geval. Daarom zijn alle tijdsmaten zo bewerkt voorafgaande aan verdere statistische bewerkingen. 122

11 Ruwe scores Wisc-R doolhoven Bij de experimentele groep zijn van alle 45 deelnemers de gegevens beschikbaar, maar bij vier deelnemers van de controlegroep was er in de beschikbare tijd geen afname van doolhoven mogelijk. Zowel de ruwe als de genormaliseerde standaardscores van de experimentele groep (zie figuur 4.1) en de controlegroep wijzen niet op een plafondeffect boven 16 jaar. Vergelijking van de totale experimentele en controlegroep is daarom mogelijk. De experimentele groep oculair slechtziende kinderen en jongeren presteert lager op doolhoven i.v.m. normaal ziende leeftijdgenoten(zie tabel 4.2). De gemeten verschillen tussen de ruwe scores (zie tabel 4.2) van de totale experimentele en controlegroep zijn significant (t ; eenzijdig getoetst p.005). 123 Figuur 4.1 Doolhoven Wisc-R: De ruwe scores van de experimentele en de controlegroep per leeftijden Groepen: Experimentele groep Controle groep Kalenderleeftijd Met behulp van de genormaliseerde standaardscores kunnen de prestaties van de experimentele groep vergeleken worden met de normgroep. Doordat de normgegevens t/m 16 jaar gaan, zijn niet alle leden van beide groepen opgenomen (zie tabel 4.3). Het rekenkundige gemiddelde van de experimentele groep t/m 16 jaar is normaal met een enigszins hogere standaarddeviatie. Het percentage uitvallers in de experimentele groep is niet significant hoger in vergelijking met de te verwachte uitval op basis van de normgroep (χ2 =,359; eenzijdige getoetst p >,05). De experimentele groep als geheel presteert op deze subtest niet zwakker dan de normgroep, noch is er sprake is van een significant grotere groep uitvallers. Ook is er geen

12 indicatie voor een leeftijdsspecifieke lagere score voor oculaire slechtziendheid (zie figuur 4.1). De verschillen in ruwe scores tussen de experimentele en de controlegroep zijn weliswaar significant, maar in vergelijking met de normgegevens wijken deze prestaties van de experimentele groep niet significant af. 124 Tabel 4.2 Wisc-R Doolhoven: ruwe scores N Gemiddelde SD experimentele groep 45 26,67 8,53 controle groep 41 30,63 5,12 Tabel 4.3 Wisc-R Doolhoven: genormaliseerde standaardscores t/m 16 jaar N Gemiddelde SD experimentele groep 38 9,89 3,84 controle groep 33 11,97 2, Facial Recognition Test De experimentele groep oculair slechtziende kinderen en jongeren presteert lager op deze test voor gezichtsherkenning dan normaal ziende leeftijdgenoten (zie tabel 4.4). De gemeten verschillen tussen de ruwe scores van beide groepen zijn significant (t 2,098; eenzijdig getoetst p.05). Opvalt dat dit verschil niet gebaseerd is op uitvallende scores (zie figuur 4.2). Gelijk aan en onder de lijn van de grenswaarden behoren 10 personen van de 45 uit de experimentele groep en acht van de 45 uit de controlegroep (χ2 =,278; df = 1;p >,05 eenzijdig getoetst; niet significant). Het verschil berust op de afwezigheid van bovengemiddelde scores bij de experimentele groep. Bij de afname van de FRT zijn de totaaltijden geregistreerd. Daarbij is er een verschil: slechtziende kinderen en jongeren hebben gemiddeld meer tijd nodig (zie tabel 4.5). Dit verschil is significant (t 3,173; eenzijdig getoetst p,001).

13 Ruwe scores 125 Tabel 4.4 Facial Recognition Test: ruwe scores N Gemiddelde SD experimentele groep 45 39,00 4,53 controle groep 45 41,33 5,93 Figuur 4.2 Facial Recognition Test: Ruwe scores experimentele en controle groep Groepen: Experimentele groep Controle groep Kalenderleeftijd Tabel 4.5 Facial Recognition Test: totaaltijden in seconden N Gemiddelde SD experimentele groep ,82 171,40 controle groep ,56 131,77

14 Ruwe scores Judgment of Line Orientation De experimentele groep oculair slechtziende kinderen en jongeren presteert nauwelijks lager op deze test voor het schatten van een richting van een lijn dan normaal ziende leeftijdgenoten (zie figuur 4.3 en tabel 4.6). Dit verschil is niet significant (t-1,166; eenzijdig getoetst p >,05). De ruwe scores van beide groepen komen wat betreft leeftijdsverloop, gemiddelde en standaarddeviatie in sterke mate overeen met de oorspronkelijke normgegevens van normale kinderen en jongeren (Benton et al. 1983a). Zo wordt voor de leeftijd van 12 jaar voor jongens vermeld gemiddelde 24.7 (SD 3.8) en voor meisjes gemiddelde 22.7 (SD 4.0). Deze leeftijd kan als mediaan van de leeftijden bij dit onderzoek genomen kan worden. Dit verschil tussen jongens en meisjes blijkt ook in dit onderzoek significant bij beide onderzoeksgroepen: bij de experimentele groep jongens gemiddelde 23,38 en meisjes 20,74 (t=1,828 eenzijdig getoetst p,05) / bij de controlegroep jongens gemiddelde 24,63 en meisjes 21,78. (t = 1,925 eenzijdig getoetst p,05). Figuur 4.3 Judgment of Line Orientation: Ruwe scores experimentele en controle groep Groepen: Experimentele groep Controle groep Kalenderleeftijd

15 127 Tabel 4.6 Judgment of Line Orientation: ruwe scores N Gemiddelde SD experimentele groep 45 22,27 4,92 controle groep 45 23,49 5,02 Gebaseerd op de gemiddelden en standaarddeviaties van de normgroep (Benton et al. 1983a) en de controlegroep zijn per geslacht en leeftijden de cut-off lijnen van -1 SD bepaald. Op basis daarvan is er geen significant verschil in percentage uitvallers tussen de experimentele groep (10 van de 45) en de controlegroep (5 van de 45) (χ2 = 2,0; df = 1; eenzijdig getoetst p >,05). Hoewel de ruwe scores van de experimentele groep en de controle groep niet verschillen, blijkt er ook bij deze test wel een verschil te zijn in de totaaltijden, die nodig zijn om de gehele test te maken (zie tabel 4.7). Dit verschil is significant (t = 2,730 eenzijdig getoetst p,01). Figuur 4.4 geeft weer dat de verschillen gevormd worden doordat er bij de experimentele groep op alle leeftijden meer individuen zijn die veel tijd nodig hebben en doordat bij de controle groep er wel en bij de experimentele groep er nauwelijks afname van de totaaltijden bij ouder worden gesignaleerd kan worden. Tabel 4.7 Judgment of Line Orientation: totaaltijden in seconden N Gemiddelde SD experimentele groep ,07 94,52 controle groep ,11 74,40

16 Seconden 128 Figuur 4.4 Judgment of Line Orientation: Totaaltijden in seconden bij de experimentele en controle groep Groepen: Experimentele groep Controle groep Kalenderleeftijd Test of Visual-Perceptual Skills (non-motor) De keuze voor volledige afname (zonder toepassing van de afbreekregels) met registratie van de totaaltijden bij alle subtesten voor alle leeftijden is in beargumenteerd. Bij vrijwel alle jonge slechtziende kinderen kon de volledige afname van elke subtest van de TVPS worden volgehouden (zie tabel 4.8). Vergelijking van de experimentele en de controlegroep kan bij volledige afname plaats vinden voor totaaltijden en ruwe scores. Daarbij is echter controle op plafondeffect bij de ruwe scores boven 12 jaar nodig. Bij deze afname van de TVPS zijn er onder de 13 jaar nauwelijks verschillen tussen de ruwe scores bij zes van de zeven subtests tussen de experimentele en de controlegroep (zie tabel 4.8 en tabel 4.9). De minimum scores en de standaarddeviaties bij beide groepen geven geen aanleiding om het ontbreken van verschillen toe te schrijven aan een plafondeffect. Daarom kan geconcludeerd worden dat de experimentele groep oculair slechtziende kinderen t/m 12 jaar niet slechter presteert op de subtesten van de TVPS i.v.m. normaal ziende leeftijdgenoten. In tegenspraak met de verwachting tendeert de score van deze kinderen uit de experimentele groep op de subtest Visual Memory zelfs in de richting van een hogere score in vergelijking met de controlegroep (t = 1,787 tweezijdig getoetst p >,05). Dit is echter niet significant, zeker niet als ter correctie van een dergelijke reeks van t-toetsen de Bonferroni methode wordt toegepast.

17 129 Tabel 4.8 Test of Visual-Perceptual Skills: experimentele groep van 6 tot 13 jaar ruwe scores bij volledige afname (zonder afbreekregel) N Gemiddelde SD Visual Discrimination 21 13,52 2,02 Visual Memory 19 12,05 2,48 Visual-Spatial Relationships 21 14,33 1,35 Visual Form Constancy 17 9,59 2,00 Visual-Sequential Memory 20 12,75 1,62 Visual Figure-Ground 18 12,67 2,03 Visual Closure 19 12,89 2,08 Tabel 4.9 Test of Visual-Perceptual Skills: controle groep van 6 tot 13 jaar ruwe scores bij volledige afname (zonder afbreekregel) N Gemiddelde SD Visual Discrimination 21 13,48 1,81 Visual Memory 21 10,62 2,58 Visual-Spatial Relationships 21 13,52 2,80 Visual Form Constancy 21 9,95 3,23 Visual-Sequential Memory 21 12,90 1,79 Visual Figure-Ground 21 13,14 2,73 Visual Closure 21 12,95 2,52 Bij deze leeftijdsgroep zijn (met correctie achteraf in overeenstemming met de afbreekregels) de gewogen scores berekend per subtest en gebundeld in een perceptie quotiënt. Deze databewerking geeft eveneens aan dat oculair slechtziende kinderen t/m 12 jaar op de TVPS niet significant slechter presteren dan normaal ziende leeftijdgenoten (zie tabel 4.10). Het aantal uitvallers in beide groepen verschilt niet significant: met een perceptie quotiënt van

18 85 en lager zijn er in de experimentele groep drie deelnemers van de 21 en bij de controlegroep één van de 21 (χ2 = 1,105; df = 1;p >,05 eenzijdig getoetst). Het perceptie quotiënt op de TVPS heeft bij de experimentele groep tot 13 jaar een significante correlatie met de totale intelligentie (r =,656; p,001 bij N=20). Bij 12 personen uit deze experimentele subgroep waren zowel de verbale als de performale intelligentie bekend. Daaruit bleek dat alleen de performale intelligentie een significante correlatie heeft (r =,707; p,005 bij N=12). 130 Tabel 4.10 Test of Visual-Perceptual Skills: experimentele en controle groep van 6 tot 13 jaar perceptual quotients N Gemiddelde SD experimentele groep ,19 20,20 controle groep ,62 18,34 Terzijde moet opgemerkt worden dat beide Nederlandse onderzoeksgroepen i.v.m. de Amerikaanse normen van 1988 ongeveer 1 SD boven het gemiddelde presteren en dat de experimentele onderzoeksgroep een hogere standaarddeviatie heeft. Als we in overeenstemming hiermee de grenswaarde voor uitvallers verhogen tot een perceptie quotiënt van 100, dan hebben beide groepen vier uitvallers en bevestigd deze berekeningswijze eveneens dat er geen sprake is van verschillen tussen de experimentele en de controlegroep. Vergelijking op subtestniveau bij de controlegroep geeft aan dat alleen de normen op de subtest Visual form Constancy nog bruikbaar lijken (Gemiddelde 9,95 met een SD 4,04) en dat bij de overige subtests toepassing van deze normgegevens leidt tot een overschatting van de visuele vaardigheden. Bij de leeftijden boven de 12 jaar zijn de verschillen tussen de minimum en de maximum waarden op zes van de zeven subtesten (uitzondering Visual Form Constancy) wel gering, is de spreiding fors gedaald en zijn de gemiddelden relatief dicht bij de maximum waarde van de test. Zo hebben drie van de zeven subtesten bij de experimentele groep een gemiddelde ruwe score boven de 15. Er is daarom voor deze leeftijden sprake van een plafond effect. Het gegeven dat t-toetsen hierbij geen significante verschillen meer laten zien kan dus daaraan worden toegeschreven. Bij de TVPS zijn bij volledige afname de totaaltijden per subtests geregistreerd. Genoemd is al dat niet bij alle slechtziende kinderen alle subtests volledig konden worden afgenomen (zie tabel 4.8). In die gevallen is er geen totaaltijd in de verwerking opgenomen. Bij alle zeven subtests van de TVPS heeft de experimentele groep met oculaire slechtziendheid meer tijd nodig dan de controlegroep normaal zienden. Dat geldt ook bij uitsplitsing in leeftijd t/m 12 jaar en de groep daarboven (voor de leeftijdsgroep 13 tot 19 jaar: zie tabel 4.11 en tabel 4.12).

19 131 Tabel 4.11 Test of Visual-Perceptual Skills: tot 13 jaar experimentele groep versus controlegroep (N = 21, tenzij anders vermeld) totaaltijden in seconden bij volledige afname Experimentele groep Controlegroep Gemiddelde SD Gemiddelde SD Visual Discrimination 194,43 68,94 146,76 39,31 Visual Memory 197,84 (N=19) 72,29 152,14 36,05 Visual-Spatial Relationships 170,81 65,27 124,52 37,52 Visual Form Constancy 274,76 (N=17) 109,78 202,95 86,20 Visual-Sequential Memory 272,15 (N=20) 126,87 185,86 46,05 Visual Figure-Ground 257,28 (N=18) 108,20 180,19 71,82 Visual Closure 164,00 (N=19) 56,24 141,81 45,20 Toepassing van de Bonferroni methode voor een reeks van zeven toetsen impliceert dat een significantieniveau van 5 % voor vergelijking per toets overeen komt met een significantie kleiner dan 0,007. In overeenstemming met deze methode zijn de verschillen in totaaltijden (natuurlijk logaritmische bewerking) gemeten over het totale leeftijdsbereik van 6 tot 19 jaar significant: Visual Closure t-waarde 3,709 eenzijdig getoetst p,0005 en de overige zes subtests t waarden van 4,227 en hoger, waarbij allen p,001. Over het leeftijdsbereik van 6 tot 13 jaar zijn de verschillen bij Visual Memory (t = 2,417 eenzijdig getoetst p =,010); Visual Form Constancy (t = 2,374 eenzijdig getoetst p =,011) en Visual Closure (t = 1,410 eenzijdig getoetst p =,083) niet significant (volgens Bonferroni methode), maar van 13 t/m 19 jaar zijn alle verschillen significant. Bij deze leeftijdsgroep zijn (met correctie achteraf in overeenstemming met de afbreekregels) de gewogen scores berekend per subtest en gebundeld in een perceptie quotiënt. Deze databewerking geeft eveneens aan dat oculair slechtziende kinderen t/m 12 jaar op de TVPS niet significant slechter presteren dan normaal ziende leeftijdgenoten (zie tabel 4.10). Het aantal uitvallers in beide groepen verschilt niet significant: met een perceptie quotiënt van 85 en lager zijn er in de experimentele groep drie deelnemers van de 21 en bij de controlegroep één van de 21 (χ2 = 1,105; df = 1;p >,05 eenzijdig getoetst).

20 132 Tabel 4.12 Test of Visual-Perceptual Skills: vanaf 13 jaar tot 19 jaar experimentele groep versus controlegroep (beide N = 24) totaaltijden in seconden bij volledige afname Experimentele groep Controlegroep Gemiddelde SD Gemiddelde SD Visual Discrimination 146,71 34,39 96,17 22,22 Visual Memory 184,83 46,20 119,58 32,94 Visual-Spatial Relationships 122,00 33,79 91,17 23,06 Visual Form Constancy 225,25 65,46 152,00 50,93 Visual-Sequential Memory 223,63 56,25 157,58 54,30 Visual Figure-Ground 237,00 85,51 149,46 41,29 Visual Closure 155,04 66,43 103,63 29, Closure Faces Test De experimentele groep oculair slechtziende kinderen en jongeren presteert nauwelijks lager op deze test voor gezichtsherkenning dan de controle groep (zie tabel 4.13). Volgens de in beschreven methode voor bepaling van de uitvallers in beide groepen, is er geen significant verschil in percentage uitvallers (9 uitvallers in de experimentele groep en vijf in de controlegroep, beide N=44; χ2 = 1,359; df = 1; p >,05 eenzijdig getoetst). In de totaaltijd, die nodig is voor het maken van de gehele test, is het verschil tussen de controle groep en de experimentele groep niet significant (t = 1,309 eenzijdig getoetst p >,05). De experimentele groep tendeert wel naar een langere totaaltijd (zie tabel 4.14). Het percentage uitvallers in totaaltijd is significant hoger in de experimentele groep (12 van de 45) in vergelijking met de controlegroep (5 van de 44) (χ2 = 3,372; df = 1:p,05 eenzijdig getoetst). Tabel 4.13 Closure Faces Test: Ruwe Scores N Gemiddelde SD experimentele groep 44 28,61 6,21 controle groep 44 29,23 6,23

21 133 Tabel 4.14 Closure Faces Test: Totaaltijden in seconden N Gemiddelde SD experimentele groep ,64 135,54 controle groep ,00 149, Higher visual functions - intellectual operations in space, Luria Card 33 De experimentele groep oculair slechtziende kinderen en jongeren presteert nauwelijks lager op deze test (zie tabel 4.15) en nauwelijks langzamer (zie tabel 4.16) dan de controle groep. Deze groepsverschillen zijn niet significant (ruwe scores: t -,392, eenzijdig getoetst p >.05; totaaltijden: t 7,25, eenzijdig getoetst p >.05). Tabel 4.15 Luria Card 33: Ruwe Scores N Gemiddelde SD experimentele groep 44 21,68 8,98 controle groep 42 22,40 8,09 Het aantal uitvallers in ruwe scores in de experimentele groep is zes van de 44 en bij de controlegroep zeven van de 42. Dit verschil in percentage uitvallers is niet significant (χ2 =,154; df = 1; p >,05 eenzijdig getoetst). Tabel 4.16 Luria Card 33: Totaaltijden in seconden N Gemiddelde SD experimentele groep ,44 110,13 controle groep ,81 114,11