$$\rightleftharpoonup{xx}$$
$$\longleftharp{xx}$$,
$$\longrightharp{xx}$$,
Przykładowe badanie
Próba obejmowała 881 uczestników z Hiszpanii (N = 325), Meksyku (N = 169), Gwatemali (N = 227) i Chile (N = 160), z których wszyscy byli rodzimymi użytkownikami języka hiszpańskiego. Próba została podzielona na dwie grupy: 451 w grupie z trudnościami w czytaniu (RD) i 430 w grupie z normalnie osiągającymi czytelnictwem (NAR). Dzieci ze specjalnymi potrzebami edukacyjnymi – wymagające wsparcia i szczególnej uwagi edukacyjnej z powodu upośledzenia sensorycznego, problemów neurologicznych lub innych schorzeń – zostały wykluczone, ponieważ czynniki te są zwykle stosowane jako kryteria wykluczające dla trudności w uczeniu się lub poważnych zaburzeń zachowania, tymczasowo lub na czas ich nauki szkolnej. Uczestnicy w grupie RD zostali wybrani na podstawie takich kryteriów, jak IQ równe lub większe niż 80, percentyl pomiaru czasu czytania słów powyżej 75. percentyla, percentyl pomiaru czasu czytania pseudosłów powyżej 75. percentyla lub percentyl pomiaru dokładności czytania pseudosłów poniżej 25. percentyla. Podobnie, grupa NAR została wybrana na podstawie porównywalnych kryteriów, z dodaniem percentyla zadań rozumienia PROLEC36 powyżej 25. percentyla. Wszystkie percentyle zostały określone zgodnie z poziomami ocen uczestników. Klasyfikacja uczestników do tych grup opierała się na zadaniach polegających na czytaniu słów i czytaniu pseudosłów, z których każde składało się z oddzielnych bloków. W obu blokach uczestnicy zostali poinstruowani, aby jak najszybciej przeczytać na głos prezentowane bodźce werbalne. Blok czytania słów zawierał 32 bodźce, podczas gdy blok czytania pseudosłów zawierał 48 bodźców. Poufałość słów była kontrolowana za pomocą kryteriów określonych przez Guzmana i Jiméneza37. Rejestrowano pomiary trafień, błędów i czasów opóźnień, przy czym czasy opóźnień mierzono od pojawienia się każdego elementu do początku odpowiedzi głosowej ucznia. Blok czytania słów wykazywał wysoką spójność wewnętrzną (α = 0,89), podczas gdy blok czytania pseudosłów wykazywał jeszcze większą spójność wewnętrzną (α = 0,91). Rozkład uczniów z RD i NAR na różnych poziomach nauczania był następujący: W drugiej klasie było 30 uczniów NAR i 27 RD. Przechodząc do trzeciej klasy, zaobserwowano 100 NAR wraz z 88 uczniami RD. W czwartej klasie było 100 uczniów NAR i 116 uczniów RD. W piątej klasie było 100 uczniów NAR i 116 RD, podczas gdy w szóstej klasie było 100 uczniów NAR i 104 RD. Aby ocenić różnice wieku w całej próbie i na każdym poziomie oceny, przeprowadzono jednoczynnikowe testy ANOVA. Wyniki nie wykazały istotnych różnic, a wszystkie wartości p przekraczały 0,05. Podobnie rozkład zmiennej płci zbadano za pomocą testu chi-kwadrat, przy czym wszystkie wartości p również przekraczały 0,05.
Statystyki opisowe
W tabeli 1 przedstawiono statystyki opisowe (średnia i odchylenie standardowe) dla wieku oraz miar oceny. Dane są podzielone na kategorie według płci, z rozróżnieniem między czytelnikami osiągającymi normalne wyniki a osobami z trudnościami w czytaniu w różnych krajach. Wyniki wykazały dodatnie i statystycznie istotne korelacje między dużą liczbą miar oceny (zob. tabela 2). W tabeli przedstawiono korelacje między miarami w zakresie od słabego do silnego. Korelacje mniejsze niż 0,3 są uważane za słabe, podczas gdy te większe niż 0,5 są klasyfikowane jako silne. Konkretne wartości korelacji są podane wraz z odpowiednimi klasyfikacjami wytrzymałości. Na przykład słabe korelacje (r < 0,3) obejmowały korelacje mieszania-segmentacji (r = 0,354) i delecji-rozumienia homofonów (r = 0,270). Zaobserwowano umiarkowane korelacje (0,3 ≤ r < 0,5) między strukturą gramatyczną-liczba-liczba (r = 0,463) a funkcjonalnymi wyrazami-strukturą gramatyczną (r = 0,512). Silne korelacje (r ≥ 0,5) są widoczne dla liczby i płci (r = 0,642) oraz RAN RAN-Color obrazu (r = 0,442).
Tabela 1: Opisowe statystyki miar. Poniższa tabela zawiera średnią, odchylenie standardowe i inne statystyki opisowe dla różnych miar zawartych w narzędziu cyfrowym. WIEK: Wiek; NAR: Zwykle zdobywanie czytelników; RD: Niepełnosprawność w czytaniu ; SEG: Segmentacja; BLN: Mieszanie; ISO: izolacja fonemów; DEL: Usuwanie fonemów; HOM: Rozumienie homofoniczne; R&S: Pierwiastek i przyrostki; GEN: Płeć; LICZBA: Liczba; FW: Słowa funkcyjne; GRS: Struktura gramatyczna; EXT: Tekst ekspozytywny ; NAT: Tekst narracyjny ; VOC: Udźwiękowienie artykulacji; MOA: Sposób artykulacji; POA = miejsce artykulacji; DIG: Cyfra RAN; LET: List biegł; COL: Kolor RAN; : Zdjęcie RAN Kliknij tutaj, aby pobrać tę tabelę.
Tabela 2: Współczynniki korelacji miar. Poniższa tabela przedstawia współczynniki korelacji między różnymi miarami narzędzia cyfrowego, wskazując siłę i kierunek relacji między tymi miarami. SEG: Segmentacja; BLN: Mieszanie; ISO: izolacja fonemów; DEL: Usuwanie fonemów; HOM: Rozumienie homofoniczne; R&S: Pierwiastek i przyrostki; GEN: Płeć; LICZBA: Liczba; GRS: Struktura gramatyczna; FW: Słowa funkcyjne; EXT: Tekst ekspozytywny ; NAT: Tekst narracyjny ; VOC: Udźwiękowienie artykulacji; MOA: Sposób artykulacji; POA = miejsce artykulacji; DIG: Cyfra RAN; LET: List biegł; COL: Kolor RAN; : Zdjęcie RAN. Kliknij tutaj, aby pobrać tę tabelę.
Konfirmacyjna analiza czynnikowa
Badanie CFA przeprowadzono w celu oceny proponowanej struktury czynnikowej baterii multimedialnej. Model zawiera jeden czynnik drugiego rzędu i sześć zmiennych utajonych, z których każda reprezentuje odrębne moduły baterii multimedialnej. Konstrukty te obejmują świadomość fonologiczną (w tym zadania segmentacji fonemowej, izolacji, mieszania i usuwania), moduł morfo-ortograficzny (obejmujący zadania związane z rdzeniem i sufiksami oraz rozumieniem homofonu), składnię (obejmującą zadania związane z rodzajem, liczbą, strukturą gramatyczną i funkcjonalnymi słowami), percepcję mowy (obejmującą zadania związane z dźwięcznością, sposobem artykulacji i miejscem artykulacji), czytanie ze zrozumieniem (obejmujący tekst i narrację ekspozytywną zadania rozumienia tekstu) i szybkie automatyczne nazywanie (zadania z literami, kolorami, cyframi i obrazkami z zadania RAN). Aby zapewnić spójność wszystkich zadań w baterii multimedialnej (w zakresie od 0 do 1), zastosowaliśmy oszacowanie proporcji maksymalnego skalowania (POMS). Wyniki POMS zostały obliczone dla zadań opartych na czasie (pierwiastki i sufiksy)38.
Analizy statystyczne i prezentacje graficzne zostały przeprowadzone przy użyciu pakietów R w wersji 4.3.139, wykorzystując lavaan40, semTools41, oraz ggplot242. Dopasowanie modelu oceniano za pomocą różnych wskaźników dobroci dopasowania. Chociaż dobroć dopasowania chi-kwadrat była znacząca, χ2(df) = 632,01, p < 0,001, co sugeruje rozbieżność między hipotetycznym modelem a obserwowanymi danymi, ważne jest, aby zauważyć, że test chi-kwadrat jest wrażliwy na wielkość próby43. W związku z tym wzięto pod uwagę dodatkowe wskaźniki dopasowania.
Porównawczy indeks dopasowania (CFI) dał wartość 0,961, przekraczając powszechnie przyjęty próg 0,95 i wskazując na dobre dopasowanie do danych. Błąd średniokwadratowy aproksymacji (RMSEA) wynosił 0,038, co wskazuje na ścisłe dopasowanie modelu do danych. Standaryzowany pierwiastek średniokwadratowy reszty (SRMR) wynosił 0,034, czyli poniżej zalecanej wartości 0,05, co sugeruje idealne dopasowanie. Ładunki czynnikowe dla tych przedmiotów wahały się od 0,36 do 0,81, co wskazuje na znaczne obciążenia odpowiednich czynników. Całkowita średnia wyodrębniona wariancja (AVE) przekroczyła 0,50, co sugeruje odpowiednią trafność zbieżną, a całkowita niezawodność złożona (CR) wyniosła powyżej 0,80, co wskazuje na dobrą niezawodność spójności wewnętrznej.
Podsumowując, wyniki CFA potwierdziły proponowaną strukturę czynnikową, wykazując dobre dopasowanie do modelu, zbieżną trafność i niezawodność. Proszę zapoznać się z graficzną reprezentacją modelu w Rysunek 1.

Rysunek 1: Konfirmująca analiza czynnikowa. Rysunek ten ilustruje wyniki konfirmacyjnej analizy czynnikowej przeprowadzonej na narzędziu cyfrowym, podkreślając obciążenia czynnikowe i relacje między różnymi miarami przetwarzania poznawczego. Skróty: SIC = Sicole-R; PA = świadomość fonologiczna; SEG = segmentacja; BLN = Mieszanie; ISO = izolacja; DEL = Usunięcie; MO = przetwarzanie morfologiczne; HOM = rozumienie homofonowe; R&S = rdzeń i przyrostki; SYN = przetwarzanie składniowe; GEN = płeć; LICZBA= liczba; GRS = struktura gramatyczna; FW = wyrazy funkcyjne; RC = czytanie ze zrozumieniem; EXT= tekst ekspozytywny; NAT = tekst narracyjny; SP = percepcja mowy; VOC = Udźwiękowienie artykulacji; MOA = Sposób artykulacji; POA = miejsce artykulacji; RAN = szybkie automatyczne nazewnictwo; NUM= liczba RAN; LET= litera RAN; COL = Kolor RAN; = Zdjęcie RAN. Kliknij tutaj, aby zobaczyć większą wersję tego rysunku.
Analizy niezmienności pomiarów zostały użyte do sprawdzenia, czy struktura czynnikowa baterii multimedialnej jest stabilna dla wszystkich płci. Testowanie niezmienności pomiaru składa się z serii porównań modeli, które definiują coraz bardziej rygorystyczne ograniczenia równości44. Przeprowadziliśmy analizy statystyczne i zastosowaliśmy te same kryteria modelu dopasowania, co w poprzednim CFA. Sukcesywnie ograniczyliśmy parametry reprezentujące struktury konfiguracyjne, metryczne (obciążenia), skalarne (przecięcia) i ścisłe (resztowe)45. Słabe dopasowanie do któregokolwiek z tych modeli sugeruje, że aspekt, który jest ograniczany, nie działa spójnie dla różnych grup. Stopień niezmienniczości określono łącznie, gdy χ2D wynosiło >0,05, a ΔCFI <0,01. Podsumowanie wyników indeksów modeli oraz różnic między nimi przedstawiono w tabeli 3.
Tabela 3: Wskaźniki dopasowania modelu niezmienności. W poniższej tabeli przedstawiono wskaźniki dopasowania do testowania niezmienności płci w modelu, oceniając, w jakim stopniu narzędzie cyfrowe zachowuje spójność w swojej strukturze i właściwościach pomiarowych w grupach męskich i żeńskich. Wskaźniki te zapewniają wiarygodność i trafność narzędzia, potwierdzając jego zdolność do spójnego pomiaru procesów poznawczych w różnych grupach płci. Kliknij tutaj, aby pobrać tę tabelę.
Model konfiguracyjny, który ograniczał tylko względną konfigurację zmiennych w modelu, aby były takie same w obu grupach, miał odpowiednie dopasowanie do danych: χ2(292) = 745.970, p<.001, CFI = .964, SRMR = 0.034, RMSEA = .036, 90% CI (.033, .038). Model niezmienności metryk ograniczał konfigurację zmiennych i wszystkich ładunków czynników tak, aby były stałe we wszystkich grupach. Wskaźniki dopasowania były porównywalne z tymi z modelu konfiguracyjnego: χ2(310) = 768,56, p<,001, CFI = 0,963, SRMR = 0,037, RMSEA = 0,036, 90% CI (0,033, 0,038). Niezmienniczość ładunków czynnikowych została potwierdzona testami różnic nieistotnych, które oceniały podobieństwo modelu: χ2D (18) = 26,30, p = 0,09; ΔCFI = 0,001. W modelu niezmienniczości skalarnej konfiguracja, ładunki czynnikowe i średnie/punkty przecięcia wskaźnika zostały ograniczone tak, aby były takie same dla każdej grupy. Wskaźniki dopasowania były dalekie od ideału: χ2(322) = 787,50, p<,001, CFI = 0,963, SRMS = 0,038, RMSEA = 0,035 (90% CI = 0,032, 0,038). Testy różnicowe, które oceniały podobieństwo modelu, sugerowały, że występuje niezmienniczość czynnikowa: χ2D(12)=13,00, p = 0,369; ΔCFI = 0,001. Wreszcie, w ścisłym modelu niezmienniczości, konfiguracja, ładunki czynnikowe, średnie/punkty przecięcia wskaźnika i reszty zostały ograniczone tak, aby były takie same dla każdej grupy. Wskaźniki dopasowania były dalekie od ideału: χ2(341) = 798,20, p<,001, CFI = 0,961, SRMS = 0,039, RMSEA = 0,0035 (90% CI = 0,032, 0,038). Ścisła niezmienniczość została wsparta testami różnic nieistotnych, które oceniały podobieństwo modelu: χ2D(11) = 25,81, p<,001; ΔCFI = 0,002
Dokładność diagnostyczna
Aby ocenić dokładność i zdolność dyskryminacyjną baterii multimedialnej, przeprowadzono analizy charakterystyki pracy odbiornika (ROC). Analiza ROC pomaga w określeniu optymalnego progu (wartości odcięcia) dla testu oceny w skali ciągłej, równoważąc czułość (zdolność do prawidłowej identyfikacji wyników prawdziwie dodatnich) i swoistość (zdolność do prawidłowej identyfikacji wyników prawdziwie ujemnych). Dodatkowo wykorzystano analizę ROC do oceny zdolności testu do rozróżniania grup RD i NAR. Aby przeprowadzić analizę, obliczono wyniki Z dla każdej oceny dla każdego zadania baterii multimedialnej. Wynik omnibusowy składał się z sumy wyników zeta. Analizy statystyczne i prezentacje graficzne zostały przeprowadzone przy użyciu R w wersji 4.3.141. Użyto pakietów pROC46 i ggplot242. Jeśli chodzi o dokładność diagnostyczną, bateria multimedialna wykazywała obszar pod krzywą (AUC) 9439,8 [95% CI: 93,31%-96,24% (DeLong)] i czułość 91,0 (Rysunek 2). Krzywe ROC według stopnia wykazały następujące wskaźniki: stopień 2°, AUC= 96,195% [CI: 91,54%-100% (DeLong)], Se= 0,96, Sp=,90; Stopień 3°, AUC= 95,3, [95% CI: 92,43%-98,18% (DeLong)], Se=75,70, Sp= 72,34; Stopień 4°, AUC=93,4 [95% CI: 90,2%-96,66% (DeLong)], Se=,92, Sp=,84; Stopień 5°, AUC=95,9 [95% CI: 93,11%-98,75% (DeLong)], Se=,90, Sp=,95; Stopień 6°, AUC=94,4 [95% CI: 91,11%-97,69% (DeLong)], Se=,92, Sp=,91.

Rysunek 2: Analiza ROC krzywej. Rysunek ten przedstawia analizę krzywej ROC, która pokazuje dokładność diagnostyczną narzędzia cyfrowego poprzez wykreślenie odsetka wyników prawdziwie dodatnich w stosunku do wskaźnika wyników fałszywie dodatnich przy różnych ustawieniach progowych. Jednostkami osi x krzywej ROC jest swoistość, a jednostkami osi y jest czułość. Skróty: ROC = charakterystyka pracy odbiornika; AUC = pole pod krzywą. Kliknij tutaj, aby zobaczyć większą wersję tego rysunku.