The Correlation Between Cognitive Mechanisms and Reading in Elementary School Children With Respect to Persian Orthography

Noori, Nima; Raghibdoost, Shahla

doi:10.22054/ls.2021.54943.1387

Document Type : Research Paper

Authors

Nima Noori ¹
Shahla Raghibdoost ²

¹ دانشیار گروه زبان‌شناسی، دانشکدة ادبیات فارسی و زبان‌های خارجی، دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران

² Associate professor, Linguistics Department, Faculty of Persian Literature & Foreign Languages, Allameh Tabataba'i University, Tehran, Iran

https://doi.org/10.22054/ls.2021.54943.1387

Abstract

Since, based on previous findings, orthographic depth affects the nature of cognitive mechanisms, different patterns can be expected depending on the degrees of transparency or opacity of the orthographic systems of languages. The main purpose of this study was to investigate the relationship between rapid automatized naming, phonological awareness, and phonological working memory with reading speed and reading accuracy in Persian. The participants included 75 healthy and normal monolingual Persian-speaking children (mean age 121.6 months) studying in Grades 3-5 in Zahedan elementary schools. From each grade, 25 children were selected by purposive sampling. All children belonged to the middle and upper social classes. 9 subtests were administered to the children to measure the variables of IQ, reading speed, reading accuracy, phonological working memory, phonological awareness and rapid automatized naming. The results indicated that there is a strong and significant relationship between rapid automatized naming and reading speed. The relationship between this variable and reading accuracy was moderate and significant. Phonological awareness had a relatively strong and significant relationship with reading speed and reading accuracy. Phonological working memory had a significant and moderate relationship with reading speed. It did not have a significant relationship with the reading accuracy. Regarding the relationship between these cognitive predictors and reading in Persian, it can be inferred that it is very similar to the relationship between these variables and reading, which has been reported in inconsistent orthographies like English and Hebrew. The results indicate that the cognitive predictors are significantly affected by the orthographic transparency.

Keywords

Full Text

مقدمه

گرایش پژوهشی چشمگیری در سه دهۀ اخیر برای پاسخ به این پرسش پدید آمده است که با توجه به این که همۀ نظامهای خطی زبان را بازنمایی مینمایند، آیا الگوهای عملکرد زیربناهای شناختی روندِ رشد فراگیری خواندن در نظامهای خطی زبانهای گوناگون مشابهاند یا متفاوت. ازآنجاییکه با توجه ‌به یافتههای پیشین، نوع خط بر ماهیت سازوکارهای شناختی تأثیر میگذارد، الگوهای متفاوتی را با توجه به میزان شفافیت[1] یا تیرگی[2] نظام خطی زبانها میتوان انتظار داشت. در خطهای شفاف، تبادل نگاره‌ـواج و واج‌ـ‌نگاره سریعتر انجام می‌گیرد و روند رشد خواندن در مقایسه با خطوط تیره با سرعت بیشتری صورت می‌پذیرد (Caravolas, 2013). هم از‌حیث مفاهیم نظری (Ziegler & Goswami, 2005) و هم به‌لحاظ شواهد تجربی (Landrel, 2005)، میتوان گفت که رشد مهارتهای رمزگشایی در خطهای تیره، نظیر انگلیسی، به زمان بیشتری نسبت به خطهای شفاف نیاز دارد. بررسی روند رشد خواندن معمولاً پس از فائق‌آمدن کودک بر موانع رمزگشایی الفبایی (در خطهای شفاف از پایۀ دوم و در خطهای تیره از پایۀ سوم) آغاز میگردد (Moll et al, 2014).

سازوکارهای شناختی گوناگونی برای بررسی رابطۀ خط و مهارت خواندن در تحقیقات مختلف مورد بررسی قرار گرفته‌اند. از میان این سازوکارها، پردازش واجی[3] و نامگذاری خودکار سریع[4] دو سازوکار مهم در این نوع پژوهشها در سالهای اخیر بودهاند (Georgiou & Parrila, 2020). فرایند پردازش واجی به توانایی دریافت، ذخیرهسازی و کاربرد آواهای گفتاری اطلاق میشود و شامل آگاهی واجی[5] و حافظۀ فعال واجی[6] میگردد. در تکلیف معمولی آگاهی واجی، ممکن است از کودک خواسته شود که آواهای خاصی را در تلفظ واژه یا ناواژه حذف کند؛ در این صورت، کودک مجبور است که رشتۀ آوایی را درحافظۀ فعال خود نگهداری نماید، واج مورد نظر را حذف کند و بقیۀ رشتۀ واجی را ترکیب و تلفظ نماید. بنا‌بر‌این، بدیهی است اگرچه چنین تکالیفی برای اندازهگیری آگاهی واجی استفاده میشوند، به ظرفیت و کارآیی حافظۀ فعال نیز نیاز دارند. آگاهی واجی کودک را قادر میسازد تا تناظرهای بین نمادهای نوشتاری و ساختار آوایی زبان گفتاری را درک کند و بهکار گیرد. حافظۀ واجی به رمزگذاری واجیِ[7] اطلاعات برای ذخیرهسازی موقت در حافظۀ فعال اطلاق میگردد (Li, 2011). حافظۀ فعال به انبارسازی موقت اطلاعات هنگام پردازش همزمان دادههای ورودی و بازیابی اطلاعات دیگر از حافظۀ بلندمدت[8] گفته میشود (Baddeley, 1997). نامگذاری خودکار سریع نیز به‌عنوان سازوکاری شناختی به صورت توانایی نامیدن محرکهای دیداری بسیار آشنا با سرعت هر‌چه بیشتر تعریف میگردد. به عبارت دیگر، نامگذاری خودکار سریع به سرعتی اطلاق میشود که یک فرد میتواند نامهای مجموعۀ محدودی از محرکها نظیر حروف، اعداد، رنگها یا تصاویر اشیای آشنا را تلفظ کند (Moll et al, 2014; Georgiou et al, 2016).

در مهارت خواندن، اغلب دو عامل روانخوانی[9] (سرعت خواندن) و صحت[10] خواندن مورد سنجش قرار میگیرند. روانخوانی به صورت توانایی خواندن سریع، روان، آسان و خودکار متن با توجه آگاهانۀ اندک به سازوکارهای خواندن نظیر رمزگشایی تعریف می‌شود (Meyer & Felton, 1999). صحت خواندن برحسب واژههایی که بهدرستی خوانده میشوند، نسبت به مجموع واژه‌های خوانده‌شده تعیین ‌میگردد (Moll et al, 2014). در مراحل نخستین رشد خواندن، آگاهی واجی همواره پیشبین[11] قابل اتکایی در مهارتهای خواندن (صحت و سرعت) در پژوهشهای مقطعی[12] (Caravolas, Vollin & Hulme, 2005; Georgio, Parrila & Liao, 2008; Vaessen et al, 2010; Ziegler et al, 2010; Asadi, Khateb, Ibrahim & Taha, 2017; Liu et al, 2017; Inou, Georgiou, Maroya, Maekawa & parrila, 2017; Bar-Kochva & Breznitz, 2014; Batnini & Uno, 2017) و پژوهشهای طولی[13] (Caravolas et al, 2012 Furnes & Samuelson, 2011;) در خطهای گوناگون بوده است. با وجود این، یافتهها در ارتباط با اهمیت نسبی آگاهی واجی بهعنوان تابعی ازعمق خط[14] متفاوتند. در‌حالی‌که برخی از پژوهشها نشان دادهاند که اثر آگاهی واجی بر خواندن در خطهای تیره از خطهای شفاف نیرومندتر است (Mann & Wimmer, 2002; Vaessen et al, 2010; Ziegler et al, 2010)، دیگر پژوهشها پیش‌بینی یکسان و نیرومند آگاهی واجی را در خط انگلیسی و خطهای شفاف‌تر گزارش کردهاند (Caravolas, et al, 2005, 2012). گزارش‌هایی نیز وجود دارند که نشان میدهند آگاهی واجی در طول زمان رشد خواندن در خطهای گوناگون به گونۀ متفاوتی عمل کرده است. برخی پژوهش‌ها نشان می‌دهند که در خطهای شفاف‌تر، قدرت پیشبینی آگاهی واجی پس از گذشت یک سال از آغاز آموزش خواندن کاهش مییابد (Furnes & Samuelson, 2011; Georgiou et al., 2008; Vaessen et al., 2010). دلیل آن میتواند این باشد که تا آن موقع کودکان در مهارتهای رمزگشایی به اندازۀ کافی مهارت یافتهاند. پس از پایان پایۀ اول، در خطهای تیره، آگاهی واجی بهعنوان پیشبین نیرومند باقی میماند و این واقعیت را منعکس میسازد که رشد مهارتهای رمزگشایی در خطهای تیره نسبت به خطهای شفاف به زمان بیشتری نیاز دارد (Moll et al., 2014). کاراولاس[15] و همکاران (2005) در مطالعۀکودکان پایههای دوم تا هفتم، ارتباط حافظۀ واجی را با روانخوانی در خط چکی معتبر دانستهاند، اما چنین ارتباطی را در خط تیرۀ انگلیسی نیافتهاند. اسپنسر و هانلی[16] (2003) همبستگی مشابهی را بین حافظۀ فعال واجی وسرعت خواندن واژه در سال دوم آموزش خواندن در کودکان انگلیسی و کودکان خط شفافتر ویلزی یافتهاند، اما پس از پایان سال دوم، همبستگی بین حافظۀ فعال واجی و سرعت خواندن واژه فقط در کودکان ویلزی دیده شده است. بااین‌حال، پژوهشهای بین‌زبانی اخیر در زبانهای گوناگون اروپایی نشان داده‌اند که عمق خط تأثیری بر ارتباط بین حافظۀ فعال واجی وسرعت خواندن واژه در پایۀ اول (Caravolas et al., 2012)، و سرعت و صحت خواندن واژه در پایۀ دوم (Ziegler et al., 2010) ندارد.

یافتههای بین‌زبانی دربارۀ عملکرد نامگذاری خودکار سریع در مراحل نخستین رشد خواندن متفاوتند. برخی از این پژوهشها (Caravolas et al., 2012, 2017; Furnes & Samuelson, 2011; Georgiou et al., 2008; Georgiou & Parrila, 2020; Vaessen et al., 2010) گزارش کردهاند که نامگذاری خودکار سریع، صحت خواندن را در خطهای شفاف و تیره پیشبینی میکند. در مقابل، تحقیقات دیگر وجود ارتباط بین نامگذاری خودکار سریع و صحت خواندن را در خطهای شفاف تأیید کرده‌اند (Mann & Wimmer, 2002) یا ارتباط ضعیفی را بین آنها در خطهای گوناگون گزارش نمودهاند (Ziegler et al, 2010). توضیح قانع‌کننده برای وجود این یافتههای متفاوت آن است که اولاً نامگذاری خودکار سریع به شدت با خواندن روان واژه و متن مربوط میگردد (Kirby & Parrila, 2010; Houlis, et al., 2019; Schmitter & Schneider, 2019). ازاین‌رو، نمیتوان آن را برای سنجش صحت خواندن کودکان به کار گرفت. ثانیاً ممکن است آزمونهایی که برای سنجش رابطۀ نامگذاری خودکار سریع و صحت خواندن اجرا شده بودند، از روایی[17] کافی برخوردار نبودند. بنا‌بر جاشی و مککاردل[18] (2017)، اگر در آزمون روانخوانی واژههایی گنجانده شوند که کودکان در درست‌خواندن آنها با مشکلات جدی رو‌به‌رو شوند‌، در این صورت، چنین آزمونی روایی مطلوبی برای سنجش نامگذاری خودکار سریع نخواهد داشت. ویسین[19] و همکاران (2010) نشان دادهاند که رابطۀ نامگذاری خودکار سریع با روانخوانی در پایۀ چهارم نسبت به پایۀ اول افزایش قابل توجهی مییابد. به دلیل سطح صحت خواندن نسبتاً پایین، روانخوانی کودکان خردسال، بهویژه در خطهای تیره، مشکلآفرین است. این موضوع تا حدودی می‌تواند توضیح دهد که چرا نامگذاری خودکار سریع در مراحل نخستین رشد خواندن در خطهای شفاف نسبت به خطهای تیره پیشبین بهتری برای روانخوانی است.

تاکنون فقط چند پژوهش زیربناهای شناختی خواندن را فراتر از پایۀ دوم بررسی
کردهاند. در مطالعۀ پتل، اسنولینگ و دییانگ[20] (2004)، آگاهی واجی پیشبین معناداری برای مهارت خواندن در کودکان پایههای سوم تا پنجم در هر دو زبان انگلیسی و هلندی بود، در‌حالی‌که نامگذاری خودکار سریع بهعنوان پیشبین معنادار در نظر گرفته نشد. این یافتۀ غیرمعمول که نامگذاری خودکار سریع حتی سرعت خواندن را پیشبینی نکرد، ممکن است به دلیل تعداد نسبتاً اندک آزمودنی‌ها باشد و یا به این دلیل که آزمون آگاهی واجی در این پژوهش در مدت زمان معینی اجرا شد. ویسین و همکاران (2010) دریافتهاند که اثر نامگذاری خودکار سریع با افزایش پایه افزایش مییابد، در‌حالی‌که تأثیر آگاهی واجی محدود به پایههای پایینتر و در خطهای شفاف (مانند خط مجاری) نسبت به خطهای تیره (فرانسوی و پرتغالی) ضعیفتر بوده است. لندرل[21] و همکاران (2013) نشان دادهاند که آگاهی واجی و نامگذاری خودکار سریع در خطهای تیره، نسبت به خطهای شفاف، تأثیر پیشبین نیرومندتری به‌ترتیب در صحت و سرعت خواندن دارند. مال[22] و همکاران (2014) گزارش کرده‌اند که پردازش واجی (آگاهی واجی و حافظۀ فعال واجی) و نامگذاری خودکار سریع، هر دو ارتباط معناداری با خواندن در خطهای انگلیسی، فرانسوی، آلمانی، مجاری و فنلاندی دارند. آنان همچنین دریافتهاند که نامگذاری خودکار سریع و پردازش واجی کارکردهای متمایزی دارند؛ به این معنی که نامگذاری خودکار سریع بهترین پیش‌بین سرعت خواندن است، در‌حالی‌که پردازش واجی صحت خواندن را پیشبینی مینماید. عملکرد سازوکارهای شناختی (پیشبینها) تا حدود زیادی در این خطها مشابه بوده است، اما در خط انگلیسی نیرومندتر از سایر خطها ظاهر گردیده است. بارـکچوا و برزنیتز[23] (2014) در پژوهش خود به این نتیجه دست یافتهاند که آگاهی واجی ارتباط قابل توجهی با صحت خواندن کودکان عبری‌زبان پایههای سوم و چهارم دارد. آنان دریافتهاند که در پایۀ چهارم، آگاهی واجی و نامگذاری خودکار سریع به گونۀ مشابهی با روانخوانی در این زبان رابطه دارند، اما حافظۀ واجی رابطۀ معنیداری با هیچ یک از این دو مؤلفۀ خواندن ندارد. در تحقیقی دیگر، جرجیو، لیائو، پاریلا و آرو[24] (2016) نشان دادهاند که نامگذاری خودکار سریع اثر قوی و مستقیمی بر روان‌خوانی دارد. این اثر در هر سه خط (فنلاندی، انگلیسی و چینی) یکسان بود. اسدی و همکاران (2017) نشان دادند که حافظۀ فعال واجی در پیشبینی هر دو مؤلفۀ صحت و سرعت خواندن کودکان عربزبان پایههای اول تا ششم نقش داشته است. آنان پیبردند که آگاهی واجی عمدتاً صحت خواندن و نامگذاری خودکار سریع سرعت خواندن را پیشبینی مینماید. اینو[25] و همکاران (2017) در پژوهشی در زبان ژاپنی نشان دادهاند که آگاهی واجی پیشبین منحصربه‌فرد صحت خواندن خط هیراگانا[26] و نامگذاری خودکار سریع پیشبین منحصربه‌فرد سرعت خواندن در هر دو گونۀ کانجی[27] و هیراگانا است. در پژوهش لیو[28] و همکاران (2017)، آگاهی واجی پیشبین قابل توجهی در صحت خواندن واژه در پایههای اول و دوم است، اما در پایههای بالاتر صحت خواندن واژه را پیشبینی نمیکند. نامگذاری خودکار سریع انحصاراً روانخوانی را پیشبینی نموده و اثر آن با افزایش تسلط کودک در خواندن افزایش یافته است.

هدف اصلی از انجام این پژوهش، ارائۀ تحلیلی روشن و دقیق از تأثیر دو سازوکار شناختی پردازش واجی و نامگذاری خودکار سریع بر روند رشد خواندن (‌سرعت خواندن و صحت خواندن) در کودکان فارسی‌زبان تک‌زبانۀ طبیعی در پایههای سوم، چهارم و پنجم مقطع ابتدایی است که مرحلۀ نخستین فراگیری خواندن و نوشتن به خط فارسی را که یک خط تیره است، پشت سر نهادهاند. در واقع، با انجام این پژوهش بر‌آنیم تا رابطۀ هر یک از سازوکارهای شناختی با هر یک از مؤلفههای خواندن را مشخص کرده و قدرت پیشبینی آنها را در فرایند رشد خواندن تعیین نماییم. این مطالعه به دو دلیل مهم و ضروری است؛ از سویی، اگرچه در فارسی چند پژوهش پیرامون رابطۀ نظام خطی و یادگیری خواندن (میکائیلی و فراهانی، 1384؛ احمدپناه، 2011) و املا (Rahbari et al., 2007; Baluch, 2008) انجام شده‌اند، اما در این پژوهش‌ها رابطۀ سازوکارهای شناختی و روند رشد فراگیری خواندن مورد بررسی قرار نگرفته است. از سوی دیگر، اگرچه پژوهشهای فراوانی در زبانهای دیگر انجام یافتهاند، اما نظام خطی فارسی از برخی جهات، ویژگیهای یکتایی دارد و تعمیم یافتههای نظامهای خطی زبانهای دیگر به این زبان منطقی به نظر نمیرسد.

پرسشهای زیر و فرضیۀ متناظر با آنها اهداف تحقیق پیش‌رو را به‌روشنی ترسیم می‌نمایند:

1ـ چه رابطهای بین سازوکارهای شناختی پردازش واجی (آگاهی واجی و حافظۀ فعال واجی) با میزان سرعت خواندن در کودکان دبستانی فارسی‌زبان پایههای سوم، چهارم و پنجم وجود دارد؟

2ـ چه رابطهای بین سازوکار شناختی نامگذاری خودکار سریع با میزان سرعت خواندن در کودکان دبستانی فارسی‌زبان پایههای سوم، چهارم و پنجم وجود دارد؟

3ـ چه رابطهای بین سازوکارهای شناختی پردازش واجی (آگاهی واجی و حافظۀ فعال واجی) با میزان صحت خواندن در کودکان دبستانی فارسی‌زبان پایههای سوم، چهارم و پنجم وجود دارد؟

چه رابطهای بین سازوکار شناختی نامگذاری خودکار سریع با میزان صحت خواندن در کودکان دبستانی فارسی‌زبان پایههای سوم، چهارم و پنجم وجود دارد؟

فرضیۀ کلی برای پرسشهای این پژوهش آن است که بین سازوکارهای شناختی پردازش واجی (آگاهی واجی و حافظۀ فعال واجی) و نامگذاری خودکار سریع با میزان سرعت و صحت خواندن در کودکان دبستانی فارسی‌زبان پایههای سوم، چهارم و پنجم دبستان رابطۀ مثبت وجود دارد.

روش پژوهش

2ـ1. آزمودنیهای پژوهش

شرکتکنندگان در این پژوهش شامل 75 کودک فارسی‌زبان سالم و طبیعی (میانگین سنی 6/121 ماه) پایه‌های سوم، چهارم و پنجم دو دبستان در ناحیۀ دو شهر زاهدان در سال تحصیلی 1398ـ1397 بودهاند. این کودکان تک‌زبانه و از طبقههای اجتماعی متوسط و بالاتر جامعه بودهاند. از هر پایه، 25 کودک بهشیوۀ نمونهگیری هدفمند انتخاب شدهاند. برای گزینش کودکان تکزبانه، علاوه‌بر اطلاعات مندرج در پروندۀ آنان از فرم پیشینۀ زبانی، که پژوهشگر تهیه کرده بود، و به همراه رضایتنامۀ کتبی در اختیار والدین کودکان قرار داده بود، بهره گرفته شد. کودکانی که پدر و مادرشان با یکدیگر و یا با کودک به زبانی غیر از فارسی سخن میگفتند، در فهرست آزمودنیها قرار نگرفتهاند. برای کنترل اثر فراگیری زبان خارجی نیز کودکانی که از توانایی خواندن و نوشتن به زبانهای خارجی برخوردار بوده و یا سابقة تحصیل در مدارس دوزبانه را داشتهاند، از فهرست آزمودنیها کنار گذاشته شدهاند. متغیر طبقۀ اجتماعی کودکان از این نظر اهمیت دارد که معمولاً گویش اجتماعی کودکانی که در طبقۀ اجتماعی متوسط و بالاتر قرار میگیرند، به زبان معیار که در مدارس تدریس می‌شود، بسیار نزدیکتر است. برای تعیین طبقۀ اجتماعی کودکان، عواملی نظیر مدرک تحصیلی والدین، درآمد ماهیانه و محل زندگی مدنظر قرار گرفته است. برای انتخاب کودکان، خردهآزمون معیار درک واژه^[29] در زبان فارسی از آزمون خواندن کرمینوری و مرادی (1387) اجرا گردید. این انتخاب با محدودیت خاصی انجام پذیرفته است، به گونهای که عملکرد آزمودنی در آزمون نمی‌بایست از‌حیث انحراف معیار بیش از یک واحد پایینتر از نمرۀ هنجار سن و یا پایه او باشد. با این شیوه، از سویی وردایی مهارتهای خواندن تا حدودی در نمونۀ آماری کاهش می‌یابد و از سوی دیگر، اثر آگاهیبخشی یافتههای تحقیق در رابطه با خواندن، که بخشی از موضوع این تحقیق است، افزون میگردد.

2ـ2. آزمونهای پژوهش

در این پژوهش، در مجموع 10 خردهآزمون اجرا گردیده است. خردهآزمونهای شباهتها، طراحی مکعبها، ظرفیت عدد مستقیم و ظرفیت عدد غیرمستقیم از آزمون نسخۀ چهارم فارسی مقیاس سنجش هوش وکسلر^[30] (افروز، کامکاری، شکرزاده و حلت، 1392) و خردهآزمونهای درک واژه، خواندن واژه، خواندن ناواژه، حذف آواها و نامگذاری اشیا از آزمون خواندن کرمینوری و مرادی (1387) و خردهآزمون نامگذاری اعداد از آزمون خواندن لی[31] (2011) انتخاب شدند. این خرده‌آزمون‌ها را میتوان به چهار دسته تقسیم کرد. دستۀ نخست شامل خردهآزمون درک واژه میگردد که به‌عنوان پیش‌آزمون برای گزینش آزمودنیها انجام شده است. دستۀ دوم خرده‌آزمونهای شباهتها و طراحی مکعبها را در‌بر‌میگیرد که از آنها به‌عنوان متغیر کنترل برای سنجش ضریب هوشی بهره گرفته شده است. دستۀ سوم شامل خردهآزمونهای خواندن واژه و خواندن ناواژه میشود که از آنها برای سنجش متغیرهای وابستۀ صحت خواندن و سرعت خواندن استفاده شده است. دستۀ چهارم خردهآزمونهای ظرفیت عدد مستقیم، ظرفیت عدد غیرمستقیم، حذف آواها، نامگذاری اشیا و نامگذاری اعداد میشود که به منظور سنجش متغیرهای پیشبین (مستقل) حافظۀ فعال واجی، آگاهی واجی و نامگذاری خودکار سریع اجرا شدهاند. بهاستثنای خردهآزمون درک واژهها که ضرورتاً می‌بایست پیش از همه اجرا میشد، برای اجرای خردهآزمونهای دیگر ترتیب خاصی در شیوهنامهی اجرای آنها توصیه نشده بود، اما هر یک از خرده‌آزمون‌ها به‌طور همسان برای همه آزمودنی‌ها در یک روز انجام شد.

2ـ2ـ1. خردهآزمون درک واژه

خرده آزمون «درک واژه» با هدف گزینش آزمودنیهای پژوهش اجرا شده است. در این خردهآزمون 30 واژه وجود دارد. برای مفهوم، تعریف و یا کاربرد هر واژه، یک پرسش همراه با پاسخ چهارگزینهای فراهم شده که تنها یکی از گزینهها درست است. آزمونگر هر پرسش را همراه با پاسخها برای کودک خوانده و از او خواسته است که بهترین گزینه را برای آن پرسش انتخاب کند. آزمونگر با مراجعه به راهنمای آزمون، پاسخهای درست را در پاسخنامه کودک مشخص کرده و نمرۀ خام او را در پاسخنامه ثبت نموده است. برای هر پاسخ درست 1 نمره در نظر گرفته شده است. سپس، آزمونگر نمرۀ تراز کودک را از جدولهای مربوط به هر پایه استخراج و در زیر نمرۀ خام او یادداشت نموده است.

2ـ2ـ2. خردهآزمون شباهتها

خردهآزمون «شباهتها» بر اساس مقیاس سنجش هوش وکسلر برای کودکان (WISC نسخۀ چهارم) با هدف تعیین ضریب هوشی کلامی آزمودنیها به کار میرود. لازم به ذکر است که ضریب هوش کلامی بهعنوان متغیر کنترل در این پژوهش بررسی شده است. این
خردهآزمون از نسخۀ چهارم فارسی مقیاس سنجش هوش وکسلر (افروز و همکاران، 1392) انتخاب و اجرا گردیده و پس از انتخاب آزمودنیها، نخستین آزمونی است که به منظور جمعآوری دادهها انجام شده است. در این نسخه، نمرههای تراز معادل با نمرههای خام بر‌حسب هنجارهای ملی[32] محاسبه و ارائه شده است.

2ـ2ـ3. خردهآزمون طراحی مکعبها

خردهآزمون «طراحی مکعبها» بر اساس مقیاس سنجش هوش وکسلر برای کودکان (WISC نسخۀ چهارم) به منظور تعیین ضریب هوش غیرکلامی آزمودنیها به کار میرود که بهعنوان یک متغیر کنترل در این پژوهش در نظر گرفته شده است. این خردهآزمون از نسخۀ چهارم فارسی مقیاس سنجش هوش وکسلر (افروز وهمکاران، 1392) انتخاب و اجرا گردیده است. این خردهآزمون پس از انتخاب آزمودنیها دومین خردهآزمونی بود که به منظور جمعآوری دادهها انجام شده است. در این نسخه، نمرههای تراز معادل با نمرههای خام بر‌حسب هنجارهای ملی محاسبه و ارائه شده است.

2ـ2ـ4. خردهآزمون خواندن واژه

خردهآزمون «خواندن واژه» از آزمون خواندن کرمی نوری و مرادی (1387) به کودکان ارائه ‌شد. این خرده‌آزمون شامل سه فهرست 40 واژهای است. هر یک از این فهرستها باید جداگانه و حداکثر در مدت 2 دقیقه اجرا شوند. در هنگام اجرا، کودکان واژهها را
خواندهاند و آزمونگر در پاسخنامه کلماتی را که درست خوانده شدهاند، با حرف «ص» و کلماتی را که نادرست تلفظ شدهاند با حرف «غ» مشخص نموده است. در پایان، آزمونگر تعدادکلمات درست را بادقت محاسبه و در فرم پاسخنامه درج نموده است. نمرۀ خام صحت خواندن واژه از طریق محاسبۀ مجموع تعداد پاسخهای درست محاسبه شده است. برای به‌دست‌آوردن سرعت خواندن واژۀ کودک، تعداد پاسخهای درست در مدت یک دقیقه محاسبه شده و عدد حاصل به‌عنوان نمرۀ خام سرعت خواندن او ثبت شده است.

2ـ2ـ5. خردهآزمون خواندن ناواژه

خردهآزمون «خواندن ناواژه» با استفاده از آزمون خواندن کرمی نوری و مرادی (1387) روی کودکان اجرا ‌شده است. در این خردهآزمون‌، از کودک خواسته شده 40 ناواژه را بخواند. برای اجرا، فهرست ناواژهها در برابر کودک قرار گرفته و از او خواسته شده در حالی که ناواژهها را با انگشت نشان میدهد، آنها را به ترتیب گفته‌شده سریع و درست بخواند. مدت اجرای آزمون دو دقیقه برای هر کودک در نظر گرفته شده که پس از اتمام آزمون متوقف گردیده است. پس از پایان‌یافتن آزمون، مدت پاسخگویی کودک در فرم ثبت شده است. نمرۀ صحت خواندن ناواژۀ کودک برحسب تعداد واژههای درستی که میخواند، محاسبه و در فرم پاسخنامه ثبت شده است. نمرۀ سرعت خواندن کودک بر‌حسب تعداد پاسخهای درست او در مدت یک دقیقه محاسبه و در فرم ثبت شده است.

2ـ2ـ6. خردهآزمون ظرفیت عدد مستقیم

خرده‌آزمون «ظرفیت عدد مستقیم» برای تعیین ظرفیت حافظۀ فعال واجی از مقیاس سنجش هوش وکسلر (نسخۀ چهارم) به آزمودنیها ارائه شده است. در هنگام اجرای این آزمون، تمامی اعداد می‌بایست واضح و روشن در فاصلۀ زمانی یک ثانیه خوانده شوند. آزمونگر اعداد را فقط یک بار برای کودک خوانده و کودک آنها را به همان ترتیب بازگو کرده است. در این خردهآزمون، در ردیف 1 دو عدد یک‌رقمی وجود دارد. در ردیف 2، سه عدد یک‌رقمی گنجانده شده است و به همین ترتیب، در هر ردیف یک عدد یک‌رقمی به تعداد اعداد افزوده میشود، به گونهای که در ردیف 8 تعداد اعداد به نه عدد یک‌رقمی میرسد.

2ـ2ـ7. خردهآزمون ظرفیت عدد غیرمستقیم

خرده‌آزمون «ظرفیت عدد غیرمستقیم» از مقیاس سنجش هوش وکسلر نسخۀ چهارم برای سنجش متغیر پیشبین حافظۀ فعال واجی در اختیار کودکان قرار گرفت. در هنگام اجرای این خردهآزمون، آزمونگر اعداد هر ردیف را با فاصلۀ زمانی یک ثانیه بلند و واضح بیان میکرد و از کودک میخواست آن اعداد را به شکل معکوس بازگو کند. مواد و روش اجرای این خردهآزمون مشابۀ خردهآزمون ظرفیت عدد مستقیم است. برای بهدست‌آوردن نمرۀ خام فراخنای عددی کودک، آزمونگر نمره خردهآزمون ظرفیت عدد غیر‌مستقیم کودک را با نمرۀ خردهآزمون عدد مستقیم جمع نموده و در فرم در جای مشخصشده ثبت کرده است. سپس، او با مراجعه به جدولهای راهنمای آزمون، نمرة تراز کودک را با توجه به سن او برحسب هنجارهای ملی استخراج و در فرم یادداشت کرده است.

2ـ2ـ8. خردهآزمون حذف آواها

برای سنجش آگاهی واجی کودکان، خردهآزمون «حذف آواها» از آزمون خواندن
کرمینوری و مرادی (1387) اجرا گردیده است. این خردهآزمون حاوی 30 واژه است که آزمونگر آنها را با صدای بلند و شمرده خوانده است. سپس، از کودک خواسته شده که هر واژه را بلاقاصله با حذف آوای مورد نظر پس از آزمونگر با صدای بلند بگوید؛ بهعنوان نمونه، به او گفته میشد: «ناز» را بدون «ن» بگو. در این خرده‌آزمون، در برخی از واژهها، آوای آغازین حذف میشدند، در‌حالی‌که در برخی دیگر، آواهای میانی و یا پایانی حذف گردیدهاند. آزمونگر در کارت خود پاسخها را داشته است. زمان اجرای آزمون دو دقیقه بوده است.

2ـ2ـ9. خردهآزمون نامگذاری اشیا

خردهآزمون «نامگذاری اشیا» از آزمون خواندن کرمینوری و مرادی (1387) برای سنجش متغیر پیشبین نامگذاری خودکار سریع انتخاب و اجرا گردیده است. این خردهآزمون شامل دو کارت است. هر یک از کارتها دارای 20 تصویر است که بهطور جداگانه اجرا میشوند. برای اجرا، آزمونگر کارت تصاویر را در مقابل کودک قرار داده و از او خواسته است که تصاویر را به‌ترتیب از بالا به پایین و از راست به چپ با صدای بلند با دقت و سرعت نام ببرد. مدت اجرا برای نامیدن هر کارت یک دقیقه بوده است. این زمان از آغاز نامیدن نخستین تصویر آغاز گردیده و پس از اتمام یک دقیقه، اجرای آزمون متوقف شده است. آزمونگر با شمردن پاسخهای درست کودک نمرۀ او را محاسبه و در جای مشخصشده در پاسخنامه ثبت کرده است. برای هر پاسخ درست یک نمره به کودک تعلق گرفته است.

2ـ2ـ10. خردهآزمون نامگذاری اعداد

خردهآزمون «نامگذاری اعداد» از آزمون خواندن لی (2011) برای سنجش متغیر پیشبین نامگذاری خودکار سریع انتخاب و اجرا گردیده است. این خردهآزمون شامل 10 ردیف است که در هر ردیف، پنج عدد یک‌رقمی قرار دارند. آزمونگر از کودک خواسته است اعداد را بلند و بادقت بخواند. زمان اجرای این خردهآزمون یک دقیقه بوده است. با اتمام این مدت، اجرای آزمون متوقف و زمان دقیق اجرا در پاسخنامه ثبت شده است. سپس، آزمونگر تعداد پاسخهای درست کودک را محاسبه و ثبت کرده است.

2ـ3. روال اجرای پژوهش

خردهآزمونها در بازۀ زمانی مشخصی در همه پایهها در مدت ده روز در کلاسی آرام و به‌ دور از سر‌و‌صدا برگزار شدهاند. پژوهشگر دو عامل خوشرویی و حوصله را همواره مدنظر داشته تا کودکان با طیب خاطر و بدون اضطراب در آزمونها شرکت نمایند. به کودکان توصیه گردیده است در انجام آزمونها دقت نمایند. پژوهشگر با توجه به شیوهنامه، آزمونها را در زمان مشخص اجرا نموده و یافتهها را با دقت در فرمهای مخصوص ثبت کرده است. مدت اجرای هر آزمون برای هر آزمودنی برحسب آنچه در شیوهنامة آن آزمون قید گردیده است، تعیین شده و پژوهشگر این زمان را برای همه کودکان با دقت و به گونۀ یکسانی محاسبه و منظور کرده است. آزمونها به‌ترتیب اجرا شدهاند. پس از این که یک آزمون برای همه آزمودنیها اجرا شده، اجرای آزمون دیگر آغاز گشته است. برای جلوگیری از خستگی کودکان هر روز فقط یک آزمون برگزار شده است.

2ـ4. روشهای تجزیه و تحلیل دادهها

پس از اجرای خردهآزمونهای بالا، دادههای خام حاصل از اجرای آنها از طریق روشهای آماری توصیفی و استنباطی نظیر محاسبۀ نمرههای معیار، میانگین، انحراف معیار، تحلیل عاملی و تحلیل وایازشی مورد تجزیه و تحلیل قرارگرفتهاند.

تجزیه و تحلیل دادهها

در بخشهای زیر تحلیلهای توصیفی و استنباطی دادههای پژوهش انجام پذیرفته و یافته‌های حاصل از آنها ارائه میگردد.

3ـ1. تحلیل عاملی

تحلیل عاملی اکتشافی دوبار به منظور کاهش شمار سنجههای متغیرهای مستقل و وابسته، و کاستن از همخطی^[33] متغیرها انجام شد. این تحلیل بار نخست برای متغیرهای وابسته و بار دوم برای متغیرهای مستقل انجام پذیرفت. هدف از این کار این بود تا از‌حیث نظری از یک سو به تعداد معنیداری از عاملها که بتوان آنها را در انگارۀ وایازشی جای داد، دست یافت و از سوی دیگر از اثر همخطی که در بین برخی از متغیرهای هموردا^[34] اتفاق میافتاد، کاست. تحلیل عاملی نخست شامل چهار متغیر مستقل آگاهی واجی، حافظۀ فعال واجی، نامگذاری خودکار سریع عددی و نامگذاری خودکار سریع تصویری است. شاخص KMO برابر 633/0 و سطح معنیداری آزمون بارتلت کمتر از 001/0 بوده است. بنابراین، متغیرها از نظر تعداد و اندازه برای قرار‌گرفتن در تحلیل عاملی مناسب هستند. بارهای عاملی نامگذاری خودکار سریع عددی و نامگذاری خودکار سریع تصویری روی مؤلفۀ نخست قرار گرفتهاند. این مؤلفه که در‌برگیرندۀ دادههای مرتبط با سرعت نامگذاری است، عامل نامگذاری خودکار سریع نام نهاده شده است. در نتیجه، این عامل با ویژه مقدار 6/2 و با بارهای عاملی 943/0 و 947/0 به‌ترتیب برای نامگذاری خودکار سریع عددی و نامگذاری خودکار سریع تصویری برای قرار‌گرفتن در تحلیل وایازشی تعیین گردیده است. از طرف دیگر، بارهای عاملی حافظۀ واجی و آگاهی واجی روی مؤلفۀ دوم قرار گرفتهاند. از‌آنجاکه این مؤلفه شامل دادههای مرتبط با تواناییهای واجی است، عامل واجی نام گرفته است. به این طریق، عامل واجی با ویژه مقدار 01/1 و با بارهای عاملی 509/0 و 544/0 بهترتیب، برای حافظۀ فعال واجی و آگاهی واجی برای قرار‌گرفتن در تحلیل وایازشی مشخص شده است. ضریب همبستگی بین دو متغیر نامگذاری خودکار سریع تصویری و نامگذاری خودکار سریع عددی در این تحلیل 967/0 محاسبه شده است. ضریب همبستگی بین دو متغیر حافظۀ فعال واجی و آگاهی واجی نسبت به ضریب همبستگی بین متغیرهای نامگذاری خودکار سریع تصویری و نامگذاری خودکار سریع عددی مقدار کمتری را به خود اختصاص داده است. ضریب همبستگی بین این دو متغیر 506/0 محاسبه شده است. در نتیجه، برای متغیر نامگذاری خودکار سریع یک نمرۀ ترکیبی از طریق محاسبۀ میانگین مجموع نمرههای دو متغیر نامگذاری خودکار سریع تصویری و نامگذاری خودکار سریع عددی در نظر گرفته شده، در‌حالی‌که دو متغیر حافظۀ فعال واجی و آگاهی واجی با توجه به کم‌بودن بارهای عاملی و ضریب همبستگی بهطور جداگانه در تحلیلهای وایازشی مورد بررسی قرار گرفتهاند. دومین تحلیل عاملی شامل چهار متغیر وابستهی سرعت خواندن واژهها، سرعت خواندن ناواژهها، صحت خواندن واژهها و صحت خواندن ناواژهها میگردید. شاخص KMOبرابر 722/0 و سطح معنیداری آزمون بارتلت کمتر از 001/0 بوده است. بنابراین، ساختار متغیرها برای تحلیل عاملی مناسب بوده است. بارهای عاملی صحت خواندن واژه و صحت خواندن ناواژه بهخوبی بر روی مؤلفۀ نخست قرار گرفتهاند. این مؤلفه که حاوی دادههای مرتبط با صحت خواندن است، عامل صحت نامیده میشود. بنابراین، عامل صحت با ویژه مقدار85/2 و با بارهای عاملی 943/0 و 900/0 بهترتیب، برای صحت خواندن واژه و صحت خواندن ناواژه مشخص گردیده است. از سوی دیگر، بارهای عاملی سرعت خواندن واژه و سرعت خواندن ناواژه بر روی مؤلفۀ دوم جای گرفتهاند. این مؤلفه که حاوی دادههای مرتبط با سرعت خواندن است، عامل سرعت نام گرفته است. به این طریق، عامل سرعت با ویژه‌مقدار 09/1 و با بارهای عاملی 733/۰ و 947/۰ بهترتیب، برای سرعت خواندن واژه و سرعت خواندن ناواژه معین شده است. ضریب همبستگی بین سرعت خواندن واژه و سرعت خواندن ناواژه 798/0 است که نشان میدهد ارتباط نزدیکی بین این دو متغیر وجود دارد. این ضرایب همبستگی تا حدود زیادی بیشتر از ضریب همبستگی بین صحت خواندن واژه و سرعت خواندن واژه (35/0) از یک سو و ضریب همبستگی بین صحت خواندن ناواژه و سرعت خواندن ناواژه (14/0) از سوی دیگر بودهاند. این موضوع نیز راه حل در‌نظر‌گرفتن دو عامل مجزای صحت و سرعت را تأیید میکند. در تحلیل دوم، در نهایت دو متغیر حاصل گردیده است: متغیر صحت خواندن (میانگین مجموع نمرات صحت خواندن واژه و صحت خواندن ناواژه) و متغیر سرعت خواندن (میانگین مجموع نمرات سرعت خواندن واژه و سرعت خواندن ناواژه).

3ـ2. تحلیل توصیفی و تحلیل همبستگی متغیرها

تحلیل توصیفی برای هر یک از متغیرهای سن، ضریب هوشی، نامگذاری خودکار سریع، آگاهی واجی، حافظۀ فعال واجی، سرعت خواندن و صحت خواندن، بهطور جداگانه، انجام یافته است. جدول 3ـ1 خلاصۀ اطلاعات توصیفی آنها را نشان میدهد.

جدول 1 همبستگی بین متغیرهای مستقل و وابستۀ پژوهش را نشان میدهد. همان گونه که داده‌های جدول نشان می‌دهند، صحت خواندن بالاترین ضریب همبستگی را با آگاهی واجی (501/0=r، 01/0＞P) و پس از آن با نامگذاری خودکار سریع (379/0=r، 05/0＞P) دارد، اما ضریب همبستگی بهمراتب کمتری با حافظۀ واجی (119/0=r، 141/0=P) دارد. سرعت خواندن ارتباط بالایی را با نامگذاری خودکار سریع (527/0=r، 01/0＞P) نسبت به دو متغیر آگاهی واجی (431/0=r، 001/0＞P) و حافظۀ واجی (336/0=r، 05/0＞P) نشان میدهد.

جدول 1. شاخصهای توصیفی متغیرهای کنترل، پیشبین و وابسته

انحراف معیار	میانگین	متغیرها
53/10	60/121	سن برحسب ماه
214/3	91/30	ضریب هوشی
597/12	447/60	نامگذاری خودکار سریع
70/4	60/22	آگاهی واجی
94/3	77/16	حافظۀ فعال واجی
68/14	87/62	سرعت خواندن
99/4	92/74	صحت خواندن

جدول 2. ضرایب همبستگی پیرسون متغیرهای مستقل و وابسته

آگاهی واجی	نامگذاری خودکار سریع	حافظۀ واجی	سرعت خواندن	صحت خواندن
					همبستگی	صحت خواندن
				000/1	معنیداری	صحت خواندن
				^**480/0	همبستگی	سرعت خواندن
				000/0	معنیداری	سرعت خواندن
			^*336/0	119/0	همبستگی	حافظۀ واجی
			049/0	141/0	معنیداری	حافظۀ واجی
		^**352/0	^**527/0	^*379/0	همبستگی	نامگذاری خودکار سریع
		000/0	002/0	037/0	معنیداری	نامگذاری خودکار سریع
	^**424/0	^*480/0	^**431/0	^**501/0	همبستگی	آگاهی واجی
000/1	000/0	011/0	000/0	003/0	معنیداری	آگاهی واجی

(در دو سطح معنیداری دو دنبالۀ 01/0^** و 05/0^*₎

3ـ3. تحلیل وایازشی چندگانه

برای یافتن پاسخ پرسشهای پژوهش و بررسی درستی و نادرستی فرضیههای پژوهش دو تحلیل وایازشی چندگانۀ پیاپی انجام شده است. یافتههای حاصل از این تحلیلها در جدولهای 1 و 2 آمدهاند.

جدول 3ـ3 خلاصۀ تحلیل وایازشی چندگانۀ پیاپی را نشان میدهد که برای یافتن رابطۀ بین متغیرهای پیشبین پردازش واجی و نامگذاری خودکار سریع با سرعت خواندن انجام یافته است. این تحلیل نشان میدهد که متغیر پیشبین نامگذاری خودکار سریع بیشترین درصد وردایی (8/%27) را در سرعت خواندن توضیح میدهد (278/0=r²، 01/0＞P، 359/0=β). پس از آن، متغیر پیشبین پردازش واجی قرار گرفت که شامل دو متغیرآگاهی واجی و حافطۀ فعال واجی میگردد. طبق این یافتهها، آگاهی واجی %23 وردایی (230/0=r²، 05/0＞P، 278/0=β) و حافظۀ فعال واجی 3/11% وردایی (113/0=r²، 05/0＞P، 017/0=β) را در سرعت خواندن توضیح دادهاند. این سه متغیر پیشبین بهطور همزمان 4/34% وردایی را در متغیر وابستۀ سرعت خواندن تبیین نمودهاند. مقدار اثرگذاری هر یک از این پیشبینها را بر متغیر وابستۀ سرعت خواندن میتوان از طریق مجذورf کوهن^[35] تعیین نمود که از فرمول محاسبه میشود. در مقدارهای مجذور fکوهن، 02/0 اثر کم، 15/0 اثر متوسط و 35/0 اثر بالای متغیر پیشبین بر متغیر وابسته را نشان میدهد. مجذورf برای نامگذاری خودکار سریع 39/0 به دست میآید. این مقدار نشان میدهد که نامگذاری خودکار سریع تأثیر بالایی بر سرعت خواندن دارد. مقدار مجذور f برای آگاهی واجی 30/0 به دست آمده است. این مقدار آشکار میسازد که رابطۀ متوسط یا نسبتاً بالایی بین این متغیر و سرعت خواندن وجود دارد. از این فرمول مقدار مجذور f برای حافظۀ فعال واجی 13/0 حاصل میشود. این مقدار نشان میدهد که رابطۀ نسبتاً متوسطی بین این متغیر و سرعت خواندن وجود دارد.

از آنچه گفته شد، وجود رابطه بین همۀ متغیرهای پیشبین و متغیر سرعت خواندن اثبات میگردد. بنابراین، میتوان درستی فرضیۀ پژوهش را نتیجه گرفت.

جدول 3. خلاصۀ تحلیل وایازشی (رگرسیون) پیاپی برای بررسی اثر متغیرهای پیشبین بر متغیر وابستۀ سرعت خواندن

متغیرهای پیشبین		R² (تغییرات)	B	SE B	β	P
مرحلۀ نخست	سن و ضریب هوشی	117/0	466/0	104/0	466/0	049/0
مرحلۀ دوم	نامگذاری خودکار سریع (وردایی ویژه)	278/0	359/0	114/0	359/0	002/0
	آگاهی واجی (وردایی ویژه)	230/0	278/0	106/0	278/0	011/0
	حافظۀ واجی (وردایی ویژه)	113/0	017/0	102/0	017/0	049/0
	وردایی (واریانس) مرحلۀ دوم	344/0				000/0
مجموع وردایی (واریانس)		461/0

جدول 3. خلاصۀ تحلیل وایازشی چندگانۀ پیاپی را نشان میدهد که برای یافتن رابطۀ بین متغیرهای پیشبین پردازش واجی و نامگذاری خودکار سریع با صحت خواندن انجام یافته است. این تحلیل نشان میدهد که متغیر پیشبین آگاهی واجی، که یکی از مؤلفههای پردازش واجی است، بیشترین درصد وردایی (1/%25) را در خواندن کودکان توضیح میدهد (251/0=r²، 001/0＞P، 501/0=β)، در‌ حالی‌ که مؤلفۀ دیگر آن درصد اندکی از وردایی (3/%1) را در صحت خواندن تبیین نموده که معنیدار نیست (013/0=r²، 329/0=P، 114/0=β). برطبق این یافتهها، نامگذاری خودکار سریع 4/14% وردایی(144/0=r²، 01/0＞P، 342/0= β) را در صحت خواندن تبیین نموده است. مقدار اثرگذاری هر یک از این پیشبینها را بر متغیر وابستۀ صحت خواندن میتوان از طریق مجذور f کوهن تعیین نمود. مجذورf برای نامگذاری خودکار سریع 17/0 به دست آمده است. این مقدار نشان میدهد که نامگذاری خودکار سریع اثر متوسطی بر صحت خواندن دارد. مقدار مجذور f برای آگاهی واجی 34/0 محاسبه شده است. این مقدار آشکار میسازد که رابطۀ نسبتاً بالایی بین این متغیر و صحت خواندن وجود دارد. از این فرمول مقدار مجذورf برای حافظۀ فعال واجی 01/0 بهدست آمد. این مقدار نشان میدهد که رابطۀ بسیار ضعیفی بین این متغیر و صحت خواندن وجود دارد. با توجه به آنچه گفته شد، در رابطه با فرضیۀ پژوهش میتوان گفت نامگذاری خودکار سریع و آگاهی واجی متغیر صحت خواندن را تبیین میکنند، اما حافظۀ فعال واجی آن را تبیین نمیکند. بنابراین، بخشی از فرضیۀ پژوهش پذیرفته و بخشی از آن رد میشود.

جدول 4. خلاصۀ تحلیل وایازشی (رگرسیون) پیاپی برای بررسی اثر متغیرهای پیشبین بر متغیر وابستۀ صحت خواندن

متغیرهای پیشبین		R² (تغببرات)	B	SE B	β	P
مرحلۀ نحست	سن و ضریب هوشی	023/0	135/0-	103/0	152/0-	193/0
مرحلۀ دوم	نامگذاری خودکار سریع (وردایی ویژه)	144/0	379/0	098/0	342/0	001/0
	آگاهی واجی (وردایی ویژه)	251/0	445/0	090/0	501/0	000/0
	حافظۀ واجی (وردایی ویژه)	013/0	101/0	103/0	114/0	529/0
	وردایی (واریانس) مرحلۀ دوم	317/0				000/0
مجموع وردایی (واریانس)		340/0

بحث و نتیجهگیری

یافتههای حاصل از تحلیل دادهها آشکار ساخت که رابطۀ قوی و معنیداری بین متغیر پیشبین نامگذاری خودکار سریع و متغیر وابستۀ سرعت خواندن وجود دارد. متغیر پیشبین آگاهی واجی نیز رابطۀ نسبتاً قوی و معنیداری با سرعت خواندن دارد و متغیر پیشبین حافظۀ فعال واجی با سرعت خواندن رابطۀ معنیدار و متوسطی دارد. رابطۀ قوی پیشبین نامگذاری خودکار سریع با متغیر سرعت خواندن با نظریۀ روانشناختی ذرهای زیگلر و گوسوامی[36] (2006) و فرضیۀ عمق خط کتز و فراست[37] (1992) مطابقت دارد. نظریۀ ذرهای، ناپایداریها در تناظرهای واجـ نگاره و نگارهـ واج را از عوامل تأثیرگذار در فراگیری خواندن میداند و فرضیۀ عمق خط تفاوت‌ها در عمق خط را عامل تفاوت‌های پردازشی در نامیدن و انتخاب واژگانی در فرایندهای فراگیری خواندن میشناسد. از آنجا که خط فارسی خطی عمیق است و ناپایداریها در تناظرهای واجـ نگاره و نگارهـ واج در آن به‌وفور دیده میشود و خواندن بیشتر از مسیر واژگانی انجام میشود، انتظار میرود نامگذاری خودکار سریع نقش پررنگتری در تبیین وردایی سرعت خواندن داشته باشد. ازاین‌رو، می‌توان گفت نتیجۀ این تحقیق با فرضیۀ عمق خط و نظریۀ ذرهای تطابق دارد. یافتهها پیرامون ارتباط نامگذاری خودکار سریع با سرعت خواندن در این مطالعه با یافتههای پژوهشهای لندرل و ویمر[38] (2008)، جرجیو[39] و همکاران (2013)، اسدی و همکاران (2017)، لیو و همکاران (2017) و اینو و همکاران (2017) مطابقت دارند.

از سوی دیگر، مقدار ورداییای که متغیر پیشبین آگاهی واجی در سرعت خواندن تبیین کرده است در تقابل با نظریۀ روانشناختی ذرهای زیگلر و گوسوامی (2006) و فرضیۀ عمق خط کتز و فراست (1992) قرار دارد. همان گونه که گفته شد، در خط فارسی، به دلیل تیره‌بودن، ناپایداری‌های بسیاری در تناظرهای واجـ نگارهای وجود دارد. از‌‌این‌رو، خواندن بیشتر از مسیر واژگانی صورت میپذیرد. به این دلیل، انتظار میرفت که آگاهی واجی نقش کمرنگتری در تبیین وردایی سرعت خواندن کودکان در هر سه پایۀ تحصیلی داشته باشد، اما یافتهها نشان میدهند که آگاهی واجی بهگونه‌ای مستقل میزان نسبتاً قابل توجهی از وردایی سرعت خواندن را تبیین می‌کند. این تناقض را میتوان با جستجو در هویت تکالیف آگاهی واجی و خواندن توضیح داد. خردهآزمونهای حذف واجی و خواندن واژه و ناواژه تحت شرایط سرعت انجام یافتهاند؛ به این صورت که در این خردهآزمونها از کودکان خواسته شده در مدت معینی واژهها را سریع با اعمال تغییرات (در آزمون حذف واجی) یا بدون اعمال تعییرات (در آزمون خواندن واژه و ناواژه) بخوانند. وجود مؤلفۀ سرعت در این خردهآزمونها باعث گردیده است که آگاهی واجی وردایی قابل توجهی از متغیر سرعت خواندن را تبیین کند. یافتهها دربارۀ رابطۀ آگاهی واجی و سرعت خواندن در این مطالعه با یافتههای بسیاری از پژوهشهایی که در خطهای گوناگون بهصورت پژوهشهای مقطعی (Caravolas et al, 2005; Georgiou et al, 2008; Vaessen et al, 2010; Ziegler et al, 2010; Asadi et al, 2017; Liu et al, 2017; Inou et al, 2017; Bar-Kochva & Breznitz, 2014; Batnini et al, 2014) و پژوهشهای طولی (Caravolas et al, 2012; Furnes & Samuelson, 2011) انجام شدهاند، مطابقت دارند.

همان طور که گفته شد، حافظۀ فعال واجی با سرعت خواندن رابطۀ معنیدار و متوسطی دارد. عملکرد متوسط حافظۀ فعال واجی در تبیین وردایی سرعت خواندن را میتوان بر اساس نظریۀ روانشناختی ذرهای زیگلر و گوسوامی (2006)‌، فرضیۀ عمق خط کتز و فراست (1992) توضیح داد. حافظۀ فعال واجی ‌به‌طور مستقل وردایی سرعت خواندن را تبیین میکند. تناظرهای ناپایدار واجـ نگارهای و تیرگی خط فارسی نیاز به حافظۀ فعال واجی را در انجام تکالیف خواندن افزایش میدهد. از‌این‌رو، بر مداخلۀ حافظۀ فعال واجی افزوده میشود، به گونهای که در این پژوهش میزان قابل توجهی از وردایی روانخوانی را تبیین نمود. یافتههای این پژوهش دربارۀ رابطۀ حافظۀ فعال واجی و سرعت خواندن با یافتههای پژوهشهای اسپنسر و هانلی (2003)، کاراولاس و همکاران (2005)، ویسین و همکاران (2009) و مال و همکاران (2014) همسو هستند و با یافتههای پژوهشهای دیفلیپو[40] و همکاران (2007)، جرجیو و همکاران (2012)، لندرل و همکاران (2013) و بارکچوا و برزنیتز (2014) هماهنگی ندارند.

یافتههای به‌دست‌آمده از این تحلیل نشان داد که رابطۀ نسبتاً قوی و معنیداری بین متغیر پیشبین آگاهی واجی و متغیر وابستۀ صحت خواندن وجود دارد. مطابق این یافتهها، رابطۀ بین متغیر پیشبین نامگذاری خودکار سریع و متغیر وابستۀ صحت خواندن متوسط و معنی‌دار بود، اما متغیر پیشبین حافظۀ فعال واجی رابطۀ معنیداری با متغیر وابستۀ صحت خواندن نداشت.توجیه وردایی آگاهی واجی در صحت خواندن کودکان فارسیزبان را با توجه به انگارۀ پردازش اطلاعات شیفرین و اشنایدر[41] (1977) میتوان ارائه نمود. بر پایۀ این انگاره ادعا میشود که پردازش کنترلشده منابع توجه را بهکار میگیرد، به گونهای که چند کار که در حافظۀ فعال همزمان صورت میگیرند، با یکدیگر به رقابت میپردازند. در مقابل، پردازش خودکار به توجه یا عمل آگاهانه نیاز ندارد و برای پردازش با دیگر فرایندها رقابت نمیکند. بنابراین، میتوان استدلال کرد که نامگذاری خودکار سریع نوعی پردازش خودکار است که میزان تبحر کودک در روانخوانی را به نمایش میگذارد، در‌حالی‌که آگاهی واجی دقت و تمرکز کودک در به‌کارگیری اطلاعات آوایی را نشان میدهد. از‌این‌رو، انتظار میرود که بتواند به گونهای مستقل وردایی صحت خواندن را تبیین نماید. مقدار بالای وردایی آگاهی واجی به دلیل نیاز به کاربرد منابع توجه بیشتر برای رمزگشایی واژههای تیره در خط فارسی است.یافتههای این پژوهش با یافتههای پژوهشهایی که نشان میدهند آگاهی واجی در خطهای تیره در مقایسه با خطهای شفاف پیشبین درازمدتی است (یونانی و انگلیسی: Georgio, Parrila & Liao, 2008؛ آلمانی و انگلیسی: Mann & Wimmer, 2002؛ نروژی‌/‌سوئدی و انگلیسی: Furness & Samuelson, 2010) مطابقت دارند.

مقدار ورداییای که متغیر پیشبین نامگذاری خودکار سریع در صحت خواندن تبیین کرده با نظریۀ روانشناختی ذرهای زیگلر و گوسوامی (2006) و فرضیۀ عمق خط کتز و فراست (1992) مطابقت دارد. ازآن‌جاییکه در خط تیرة فارسی، ناپایدارهای بسیاری در تناظرهای واجـ نگارهای وجود دارد، خواندن بیشتر از مسیر واژگانی انجام میشود. از‌این‌رو، انتظار میرود بخشی از نقش آگاهی واجی را در تبیین وردایی صحت خواندن کودکان، نامگذاری خودکار سریع از طریق پردازش خطی بر عهده بگیرد. یافته‌های این پژوهش دربارۀ رابطۀ نامگذاری خودکار سریع و صحت خواندن با یافتههای پژوهشهای دیفلیپو و همکاران (2006)، کریستیو و دیویس[42] (2008) و مال و همکاران (2014) مطابقت دارند، اما با یافتههای پژوهشهای جرجیو و همکاران (2012)، لندرل و همکاران (2013)، بارکچوا و برزنیتز (2014)، جرجیو و همکاران (2016)، اسدی و همکاران (2017) و لیو و همکاران (2017) مطابقت ندارند.

حافظۀ فعال واجی مشارکت معنیداری در تبیین وردایی صحت خواندن واژه نشان نداد. یافتههای این پژوهش با آرای آن دسته از محققانی همسو است که معتقدند حافظۀ فعال در خطهای تیره صحت خواندن را تبیین نمیکند، اما در خطهای شفاف صحت خواندن را توضیح میدهد (Spencer & Hanley, 2003; Caravolas et al, 2005). دلیل این امر را میتوان اینگونه توضیح داد: حافظۀ واجی سازوکار رمزگشایی را توضیح میدهد (Wagner et al, 1997). در مقایسه با شناسایی و رمزگشایی واحدهای بزرگتر، رمزگشایی واحدهای کوچکتر ممکن است بیشتر در حافظه بارگذاری شوند، زیرا در رشتههای بزرگتر باید واحدهای بیشتری قبل از همگذاری در حافظه نگهداری شوند (Baddeley, 2012). در نتیجه، حافظۀ واجی ممکن است بیشتر مرتبط با خطهای شفاف باشد تا خطهای تیره. نتیجۀ این پژوهش دربارۀ رابطۀ حافظۀ فعال واجی و صحت خواندن با یافتههای پژوهشهای لندرل و همکاران (2013)، باتنینی[43] و همکاران (2015) و اسدی و همکاران (2017) هماهنگی ندارد، اما با یافتههای زیگلر و همکاران (2010)، بارکچوا و برزنیتز (2014) و اینو و همکاران (2017) هماهنگ است.

هدف کلی پژوهش حاضر این بود که رابطۀ سازوکارهای شناختی و مهارت‌ خواندن را در کودکان دبستانی فارسیزبان پایههای سوم، چهارم و پنجم تبیین نماید. برای نیل به این مقصود، رابطۀ متغیرهای شناختی نامگذاری خودکار سریع، آگاهی واجی و حافظۀ فعال واجی بهعنوان متغیرهای پیشبین و متغیرهای سرعت خواندن و صحت خواندن بهعنوان متغیرهای وابسته بررسی شدند. برای گردآوری دادههای این پژوهش 9 خردهآزمون اجرا گردیده است. یافتههای تجزیه و تحلیل دادهها مشخص نمود که هر سه متغیر پیشبین نامگذاری خودکار سریع، آگاهی واجی و حافظۀ فعال واجی با متغیر سرعت خواندن رابطه دارند. متغیر پیشبین نامگذاری خودکار سریع رابطۀ قوی و معنیداری با متغیر سرعت خواندن دارد، رابطۀ متغیر آگاهی واجی با متغیر سرعت خواندن نسبتاً قوی و معنیدار است و رابطۀ متغیر حافظۀ واجی با متغیر سرعت خواندن متوسط و معنیدار است. با توجه به جمع‌بندی کلی یافتههای بهدستآمده از تجزیه و تحلیل دادهها روشن شد که دو سازوکار شناختی از سازوکارهای شناختی مورد بحث در این پژوهش با متغیر وابستۀ صحت خواندن رابطه دارند و یکی از سازوکارهای شناختی با صحت خواندن رابطهای ندارد. به بیان دیگر، متغیر پیشبین آگاهی واجی رابطۀ نسبتاً قوی و معنیداری با متغیر وابستۀ صحت خواندن دارد. رابطۀ متغیر پیشبین نامگذاری خودکار سریع با متغیر وابستۀ صحت خواندن متوسط و معنیدار است، اما متغیر پیشبین حافظۀ فعال واجی رابطۀ معنیداری با متغیر وابستۀ صحت خواندن ندارد.

تحلیلها پیرامون روابط میان سازوکارهای شناختی پردازش واجی و نامگذاری خودکار سریع از یک سو و مهارتهای خواندن کودکان در خط فارسی از سوی دیگر و مقایسۀ دستاوردهای آنان با پژوهشهای پیشین به این نتیجه انجامید که نقاط مشترک زیربنایی فراوانی در فراگیری خواندن در زبانهای گوناگون وجود دارد. بسیاری از پژوهشگران پیشین (برای نمونه Caravolas, 2012, 2013)، که مراحل نخست فراگیری خواندن را در زبانهای گوناگون مورد کنکاش قرار دادهاند، تا حدودی به یافتههای مشابهی در بررسی رابطۀ سازوکارهای شناختی فوق و رشد مهارتهای خواندن در کودکان دست یافتهاند. شماری از پژوهشگران (برای نمونهMoll et al., 2014; Georgiou et al., 2016 ) نیز که به پژوهش روند فراگیری این مهارتها در پایههای بالاتر پرداختهاند، به ترسیم الگوهای پیوسته و کاملتری از رابطۀ میان پیشبینهای نامگذاری خودکار سریع، آگاهی واجی و حافظۀ فعال واجی و مهارتهای خواندن کمک کردهاند. یافتههای این پژوهش نشان دادند که اگرچه کودکان در زبانهای گوناگون برای فراگیری خواندن مسیر تقریباً مشابهی را در نخستین سالهای فراگیری خواندن آغاز میکنند و در سالهای بعد ادامه میدهند، اما این شباهتها به اندازهای نیست که نتوان الگوی متفاوتی برای هر زبان و یا دستهای از زبانها برحسب میزان پایداری/ناپایداری خطها در نظر گرفت.

تعارض منافع

تعارض منافع ندارم.

1. transparency
2. opacity
phonological processing
rapid automatized naming
Phonological awareness
phonological working memory

1.phonological encoding

long-term memory
fluency
accuracy
predictor
cross-sectional studies
longitudinal studies
orthographic depth

[15]. Caravolas

3. spencer & Hanley
1. validity
Joshi & McCardle

[19]. Vaessen

Patel, Snowling & de Jong

[21]. Landrel

[22]. Moll

[23]. Bar-Kochva & Breznitz

4.Aro

[25]. Inou

Hiragana
3. Kanji

[28]. Liu

[29]. word comprehension

[30]. Wechsler Intelligence Scale

[31]. Li

1 national norms

1.collinearity

covariant

[35]. Cohen's f2

[36]. Ziegler & Goswami

[37]. Katz & Frost

[38]. Landerl & Wimmer

[39]. Georgiou

[40]. Di Filippo

[41]. Shiffrin & Schneider

[42]. Christio & Davis

[43]. Batnini

استناد به این مقاله: نوری، نیما، رقیب‌دوست، شهلا. (1400). رابطۀ سازوکارهای شناختی و خواندن در کودکان دبستانی با توجه به ماهیت خط فارسی، علم زبان، 8 (14)، 7-36. Doi: 10.22054/ls.2021.54943.1387

Language Science is licensed under a Creative Commons Attribution-Noncommercial 4.0 International License.

References

Ahmad-Panah, M. (2011). Cognitive process of learning to read in Persian orthography. Social and Behavioral Sciences, 32, 339-343.

Asadi, I. A., Khateb, A., Ibrahim, R., & Taha, H. (2017). How different cognitive and linguistic variable contribute to reading in Arabic? A cross-sectional study from first to sixth grade. Reading and Writing, 30(9), 1835-1867.

Baddeley, A. (2012). Working memory: Theory, models and controversies. Annual Review of Psychology, 63, 1-29.

Baluch, B., & Danaye-Tousi, M. (2008). Spelling transparency and its impact on the reading of normal and dyslexic readers. Contemporary Psychology, 1, 4-16.

Bar-Kochva, I. & Breznitz, Z. (2014). Reading scripts that differ: Orthographic transparency: A within-participant-and-language investigation of underlying skills. Journal of Experimental Child Psychology, 121, 12-27.

Batnini, S., & Uno, A. (2015). Investigation of basic cognitive predictors of reading and spelling abilities in Tunisian third grade primary school children. Brain and Development, 37, 579-591.

Caravolas, M., Vollin, J., & Hulme, C. (2005). Phoneme awareness is a key component of alphabetic literacy skills in consistent and inconsistent orthographies: evidence from Czech and English children. Journal of Experimental Child Psychology, 92, 107-139.

Caravolas, M., Lervag, A., Mousikou, P., Efrim, C., Litavsky, M., Onochie-Quintanilla, E., et al. (2012). Common patterns of prediction of literacy development in different alphabetic orthographies. Psychological Science, 23, 678-686.

Caravolas, M., Lervag, A., Defoir, S., Makova, G. S., Hulme, C. (2013). Different patterns, but equivalent predictors of growth in reading in consistent and inconsistent orthographies. Psychological Science, 24, 1398-1407.

Caravolas, M. (2017). Growth of word and pseudoword reading efficiency in alphabetic orthographies: Impact of consistency. Journal of Learning Disabilities, 51(5), 422-433.

Christo, C., & Davis, J. (2008). Rapid naming and phonological processing as predictors of reading and spelling. The California School Psychologist, 13, 7-18.

Di Filippo, G., Brizzolara, D., Chilosi, A., De Luca, M., Judica, A., Pecini, C., et al. (2005). Rapid naming, not cancellation speed or articulation rate, predicts reading in an orthographically regular language (Italian). Child Neuropsychology, 11, 349-361.

Furnes, B. & Samuelson, S. (2011). Phonological awareness and rapid automatized naming predicting early development in reading and spelling: results from cross-linguistic longitudinal study. Learning and Individual Differences, 21, 85-95.

Georgiou, G., Parrila, R., & Liao, C.-H. (2008a). Rapid naming speed and reading across languages that vary in orthographic consistency. Reading and Writing, 21, 885-903.

Georgiou, K., Torppa, M., Manolitsis, G., Lyytinen, H., & Parrila, R. (2012). Longitudinal predictors of reading and spelling across languages varying in orthographic consistency. Reading and Writing, 25, 321-346.

Georgiou, K., Aro, M., Liao, C. H., & Parrila, R. (2016). Modelling the relationship between rapid automatized naming and literacy skills across languages varying in orthographic consistency. Journal of Experimental Child Psychology, 143, 48-64.

Georgiou, K. & Parrila, R. (2020). What mechanism underlies the rapid automatized naming-reading relation. Journal of Experimental Child Psychology, 194, 104840.

Goswami, U., Ziegler, J. C., & Richardson, U. (2005). The effects of spelling consistency on
phonological awareness: A comparison of English and German. Journal of Experimental Child Psychology, 92(4), 345-365.

Houlis, K., Hogben, G. H., Vesser, T., Anderson, M., & Heath, M., S. (2019). Learning and Individual Differences, 74, 101756.

Inou, T., Georgiou, K., Muroya, N., Maekawa, H., & Parrila, R. (2017). Cognitive Predictors of literacy acquisition in syllabic Hiragana and morphographic Kanji. Reading and Writing, 30, 1335-1360.

Joshi, R. M., & McCardle, P. (2017). Models of reading in different orthographies: An introduction. Journal of Learning Disabilities, 51(5), 419-421.

Katz, L., & Frost, R. (1992). The reading process is different for different orthographies: The orthographic depth hypothesis. In R. Frost & L. Katz (Eds.), Orthography, phonology, morphology, and meaning (pp. 67-84). Elsevier.

Kirby, J. R. & Parrila, R. (2010). Review of research: Naming speed and reading: From prediction to instruction. Reading Research Quarterly, 45, 341-362.

Landerl, K., Ramus, F., Moll, K., Lyytinen, H. Leppaven, P. H. T., Lohvansuu, K., et al. (2013). Predicators of developmental dyslexia in European orthographies with varying complexities. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 54, 686-694.

Landerl, K., & Wimmer, H. (2008). Development of word reading fluency and orthographic spelling in a consistent orthography: an 8-year follow-up. Journal of Educational Psychology, 100, 150-161.

Li, G. (2011). Phonological Processing Abilities and Reading Competence: Theory and evidence. Peter Lang.

Liu, Y., Georgiou, K., Zhang, L., Liu, H., Song, S., Kang, C., Shi, B., et al. (2017). Contribution of cognitive and linguistic skills to word reading accuracy and fluency in Chinese. International Journal of Educational Research, 82, 75-90.

Mann, V., & Wimmer, H. (2002). Phoneme awareness and pathways into literacy: a comparison of German and American children. Reading and Writing: An Interdisciplinary Journal, 20, 653-682.

Meyer, M. S., & Felton, R. H. (1999). Repeated reading to enhance fluency: Old approaches and new directions. Annals of Dyslexia, 49, 283-306.

Moll, K., Fussenger, B., Willburger, E., & Landerl, K. (2009). RAN is not a measure of orthographic processing. Evidence from the asymmetric German orthography. Scientific Studies of Reading, 13, 1-25.

Moll, K., Ramus, R., Bartling, J., Bruder, J., Kunze, S., Neuhoff, N., Streiftau, S., et al (2014). Cognitive mechanism underlying reading and spelling development in five European orthographies. Learning and Instruction, 29, 65-77.

Parrila, R., Kirby, J. R., & McQuarrie, L. (2004). Articulation rates, naming speed, verbal short-term memory, and phonological awareness: Longitudinal predictors of early reading development. Scientific Studies of Reading, 8, 3-26.

Patel, T. K., Snowling, M. J., & de Jong, P. F. (2004). A cross-linguistic comparison of children learning to read in English and Dutch. Journal of Education of Psychology, 96, 785-797.

Rahbari, N., Senechal, M., & Arab-Moghaddam, N. (2007). The role of orthographic and phonological processing skills in the reading and spelling of monolingual Persian children. Reading and Writing, 20, 511-533.

Shiffrin, R. M., & Schneider, W. (1977). Controlled and automatic human information processing: II. Perceptual learning, automatic attending and a general theory. Psychological Review, 84, 127-190.

Schmitter, A, & Schneider, S. (2019). Effects of reading and spelling predictors before and after school entry: Evience from German longitudinal study. Learning and Instruction, 59, 46-53.

Spencer, L. H., & Hanley, J. R. (2003). Effects of orthographic transparency on reading and phoneme awareness in children learning to read in Wales. British Journal of Psychology, 94, 1-28.

Vaessen, A., Bertrand, D., Toth, D., Csepe, V., Faisca, L., Reis, A., et al. (2010). Cognitive development of fluent word reading does not qualitatively differ between transparent and opaque orthographies, Journal of Educational psychology, 102, 827-842.

Wagner, R. K., & Torgesen, J. K., Rashotte, C. A., Hecht, S. A., Barker, T. A., Burgess, S. R., et al. (1997). Changing relations between phonological processing abilities and word-level reading as children develop from beginning to skilled readers: A five-year longitudinal study. Developmental Psychology, 33, 468-479.

Ziegler, J. C., Bertrand, D., Toth, D., Csepe, V., Reis, A., Faisca, L., et al. (2010). Orthographic depth and its impact on universal predictors of reading: a cross- language investigation. Psychological Science, 21, 551-559.

Ziegler, J. C., & Goswami, U. (2005). Reading acquisition, developmental dyslexia, and skilled reading across languages: a psycholinguistic grain size theory, Psychological Bulletin, 131, 3-29.

Afrooz, G. A., Kamkari, K., & Shekarzadeh, S. (2014). A Guide to Wechsler Intelligence Scale for Children- WISC IV. Elm Ostadan. [In Persian]

Kormi Noori, R, & Moradi, A. R. (2008). Reading & Dyslexia Tests. Jehad Daneshgahi. [In Persian]

Mikaeeli, F. & Farahani, M. T. (2005). Phonological processing model of normal and dyslexic boys in primary school children. Research on Exceptional Children, 5, 379-416. [In Persian]

The Correlation Between Cognitive Mechanisms and Reading in Elementary School Children With Respect to Persian Orthography

Full Text

Full Text

References

References

Volume 8, Issue 14September 2021Pages 7-36

Volume 8, Issue 14
September 2021
Pages 7-36