Oppgave 1 – Lesing en – og to-stavelse ord (leseforståelse ferdigheter)

Ulike ord presenteres på skjermen (Fig. 1). Fagets oppgave er å velge et ord som er talt av terapeuten ved å opprettholde blikket på det i minst 2 sekunder. Valg av ordet er bekreftet ved å indikere KLAR-knappen. Prosessen gjentas tre ganger med samme ordsett.

Oppgave 2-Lese setninger (leseforståelse ferdigheter)

Fire setninger vises På skjermen (Fig. 1). Fagets oppgave er å opprettholde blikket i minst 2 sekunder på setningen som leses høyt av terapeuten. Prosessen gjentas tre ganger.

Oppgave 3-Saccadic bevegelser og blikk fiksering

Fem linjer med tekst presenteres På skjermen(Fig . 1). Oppgaven av emnet er å lese teksten stille. Måten hvordan et blikk blir flyttet mellom ordene og evnen til å fikse blikket i minst 2 sekunder, vurderes. Prosessen utføres en gang.

Oppgave 4-Arrangere setninger-bygge komplekse setninger (syntaktiske ferdigheter)

oppgaven med faget er å lese ord som vises i en linje i tilfeldig rekkefølge, og deretter å ordne ordene for å skape en skikkelig setning adlyde grammatikkregler (Fig. 1). Ordne ordene utføres ved å plassere dem i tekstboksene som vises under. Å velge et bestemt ord utføres ved å opprettholde blikket på det i minst 2 sekunder. Plassere et valgt ord i tekstboksen utføres på samme måte. To sett med ord presenteres for hvert emne, dvs. to setninger skal dannes.

Oppgave 5-Finne riktig skrevet ord (stavemåte, fonemisk hørsel)

Tre ord presenteres På skjermen, Men bare ett ord er skrevet riktig (Fig. 1). Fagets oppgave er å velge dette ordet ved å opprettholde blikket på det i minst 2 sekunder. Prosessen gjentas tre ganger (med forskjellige ord).

Oppgave 6-Matchende et ord til setningen (leseforståelse)

Tre setninger uten det siste ordet (substantiv) presenteres På skjermen (Fig. 1). I stedet for det siste ordet vises en tekstboks for å plassere ordet. De manglende tre ordene vises ved siden av tekstboksene, i tilfeldig rekkefølge. Fagets oppgave er å lese setningene og å matche ordene til dem. Både å velge ordet og plassere det i tekstboksen utføres ved å opprettholde blikket på ordet / tekstboksen i minst 2 sekunder. Prosessen utføres en gang.

Oppgave 7-Avslutte setningen (leseforståelse ferdigheter)

en setning uten det siste ordet er presentert på skjermen (Fig. 1). Tekstboksen for ordet som skal plasseres vises på slutten. Tre ord vises ved siden av tekstboksen. Bare ett ord passer til slutten av setningen. Fagets oppgave er å velge dette ordet ved å holde blikket på det i minst 2 sekunder og å plassere ordet i tekstboksen (på samme måte). Prosessen gjentas 3 ganger (med forskjellige setninger).

Oppgave 8-Finne samme stavelse (visuell oppfatning, stavemåte)

en stavelse er plassert på venstre side av skjermen (Fig. 1). Ved siden av stavelsen vises en gruppe på fire stavelser. Pasientens oppgave er å gjenkjenne stavelsen plassert på venstre side av skjermen i gruppen med fire stavelser og å velge den ved å holde blikket på det i minst 2 sekunder. Prosessen gjentas 3 ganger (med forskjellige sett med stavelser).

Oppgave 9-Pekefeil i ord (visuelt minne om ordet, stavemåte)

et feil skrevet ord presenteres på skjermen (ett ekstra brev er plassert) (Fig. 1). Fagets oppgave er å velge dette brevet ved å opprettholde blikket på det i minst 2 sekunder. Prosessen gjentas tre ganger (med forskjellige ord).

Statistisk analyse

Kruskal-Wallis test og Tukeys ærlige signifikans post hoc test ble brukt for å sammenligne forskjellene mellom de kategoriske gruppene av nivåer av nedsatt evne til å lese. Nullhypotesen I Kruskal-Wallis-testen var at dataene i de fire gruppene av nedskrivningsnivået (V – alvorlig, M – medium, L – lys, P – bevart) kom fra samme fordeling. Da hvert nivå ble representert av verdier fra et annet område, var det kjent a priori at fordelingene varierte. Derfor var formålet med den statistiske analysen heller å sjekke i hvilken grad de innsamlede dataene støttet den alternative hypotesen i post hoc-testen (dvs.hvis p-verdien var under 0,001, 0,01 eller 0,05). Nullhypotesen i Tukeys ærlige betydning post hoc-test var at det betyr å bli sammenlignet mellom de valgte gruppene var fra samme befolkning. Samme prosedyre ble brukt til å sammenligne forskjellene mellom 9 kategoriske grupper av motivasjonsmålinger(3 økter per hver av 3 motivasjonsmålinger). Nullhypotesen I Kruskal-Wallis-testen, brukt i vurderingen av motivasjon, var at pasientene var like sannsynlig å utføre identisk i hver av de 3 målene for motivasjon og i hver av de tre øktene. En økende trend ble observert i resultatene av vurderingen av motivasjon mellom øktene. Derfor ble resultatene fra de tre øktene gruppert innenfor hvert mål for motivasjon, Og Kruskal-Wallis-testen med Tukeys ærlige betydning post hoc-test ble brukt igjen for å avsløre den statistiske signifikansen av forskjellene mellom de tre gruppene av motivasjonsmålinger, uavhengig av øktnummeret.

Tosidig Fisher ‘ s exact test ble brukt for å sammenligne forskjellene i en fordeling av antall pasienter som faller innenfor hver kategoriske gruppe av motivasjonsnivået, målt i tre økter. Den anvendte prosedyren besto i å sammenligne antall pasienter, separat i hver økt og mellom hver to av de tre nivåene (a-anti – motivasjon, m – moderat motivasjon, H-høy motivasjon). Derfor ble det for hvert sammenlignede par opprettet en 2 × 2 beredskapsmatrise med en rad som vedtok verdier i samsvar med den ensartede fordeling av pasienter mellom motivasjonsnivåene og en annen rad som vedtok det faktiske antall pasienter. 50 pasienter deltok i sesjon I OG II, og 48 pasienter deltok I sesjon III (to av de 50 pasientene fullførte alle oppgavene i sesjon I og II, og dermed deltok de ikke I sesjon III). Dermed var den ensartede fordeling av pasienter mellom de kategoriske gruppene av motivasjonsnivået representert ved verdier 17, 17 og 16, for henholdsvis økter i, II og III. Den samme tilnærmingen ble brukt til sammenligning av forskjellene mellom antall pasienter på tvers av kategoriske grupper av evnen til å opprettholde oppmerksomhet. Nullhypotesen i begge tilfeller var at pasientene var like sannsynlig å falle innenfor hver gruppe som tilsvarer det bestemte nivået. Den tosidige Fisher ‘ s exact-testen ble også brukt for å analysere fordelingen av pasienter blant de grupperte nivåene av evne til å lese i hver av de 9 oppgavene, som beskrevet nedenfor.

forfatterne hadde tidligere vurdert en tilnærming der ingen nivåer ble skilt og trender av resultatene skulle analyseres utelukkende basert på de oppgitte numeriske skårene. Imidlertid ble denne tilnærmingen kritisert av psykologer med hvem studiedesignet ble konsultert og som sterkt oppfordret til å bruke nivåer som er enkle å forstå av leseren. Derfor, etter å ha fullført alle øktene med pasienter, ble de oppnådde poengene gruppert etter nivåer, spesifisert i samarbeid mellom en klinisk terapeut, en taleterapeut og psykologer, basert på observasjonene som ble gjort under øktene og basert på protokollen i henhold til hvilken oppgavene ble scoret, som beskrevet tidligere i avsnitt 2.2.2. Da det var en klar tendens i resultatene gitt i oppgavene å konsentrere seg enten på Siden Av p (bevart) nivå eller På Siden Av C (opphørt) nivå, med færre forekomster blant de midterste nivåene (V, M, L), brukte vi en tilnærming der resultatene fra nivåer C, V, m utgjorde en gruppe og resultatene Fra nivåer L, P utgjorde en annen gruppe. Antall pasienter ble sammenlignet i 2 × 2 beredskapsmatriser med verdiene som tilsvarer den ensartede fordeling mellom de fem nivåene, dvs. , verdien av 30 For c, V, m-gruppen og verdien av 20 for l, P-gruppen. Nullhypotesen var at pasientene var like sannsynlig å falle innenfor de to gruppene (vurderer 30/20-andelen). Denne tilnærmingen gjorde det mulig å analysere resultatene uten sammenligninger mellom nabonivåene. Da de skarpe terskelene ble brukt (f. eks. skår på 40 falt Inn I p-kategorien og skår på 39 falt Inn I l-kategorien) kunne bruk av den tosidige Fisher ‘ s exact-testen i slike sammenligninger mellom nabonivåene ha vært ansett som misbruk. Den anvendte gruppering aktivert for å «glatte» skarpe overganger, fortsatt, avslører betydelige forskjeller mellom de to gruppene. Den samme tilnærmingen ble benyttet for å sjekke statistisk signifikans etter å ha gruppert pasientene sammen i alle oppgavene.Mann-Whitney u-testen ble brukt til å kontrollere den statistiske signifikansen av forskjellene mellom alder av mannlige og kvinnelige fag, resultatene av vurderingen av motivasjon i grupper av mannlige og kvinnelige fag, resultatene av vurderingen av motivasjon i grupper av en årsak til koma, resultatene av vurderingen av evnen til å opprettholde oppmerksomhet i grupper av mannlige og kvinnelige fag, og resultatene av vurderingen av evnen til å opprettholde oppmerksomhet i grupper av en årsak til koma. Nullhypotesen i hvert tilfelle var at den tilfeldig valgte prøven fra en av de sammenlignede gruppene var like sannsynlig å være mindre eller større enn den tilfeldig valgte prøven fra en annen gruppe.Spearmans rangkorrelasjonskoeffisient ble beregnet for å kontrollere korrelasjonene mellom motivasjonen og nivået på leseevnen, mellom evnen til å opprettholde oppmerksomhet og nivået på leseevnen, mellom motivasjonen og evnen til å opprettholde oppmerksomhet, og mellom sosiodemografiske data og motivasjon og evnen til å opprettholde oppmerksomhet. Spearman-korrelasjonen ble også brukt til å sjekke interne korrelasjoner mellom de ni oppgavene.