نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 کارشناسیارشد روانشناسی تربیتی، دانشگاه علوم و تحقیقات تهران
2 ستاد علوم تربیتی، دانشگاه علوم و تحقیقات تهران
3 استاد روانشناسی تربیتی، دانشگاه علوم و تحقیقات تهران
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The purpose of this study is to comparethe performance of working memory and sustained attentionin learning disabilities and normal elementary course students in Tehran. The study has used a comparative method. Sixty students (20persons with reading-writing disability, 20 persons with mathematical disability from learning special disabilities centres and 20 normal students) were selected through simple random sampling. N-back test for assessment of working memory and continuous performance test for assessment of sustained attention were performed. The one way ANOVA, KWANOVA and Tukey tests were used to analyse the data. The results showed that students with reading-writing disability are more impaired in performance of working memory and sustained attention in comparison with normal andmathematical disability groups. As a result, students with reading-writing disability showed weaknessin CPT and N-back tests.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
از نیمه قرن بیستم دسته‌ی جدیدی از دانش‌آموزان شناسایی شدند که در هیچ یک از گروه‌های عادی و استثنائی جای نمی‌گرفتند؛ زیرا با وجود هوش و حواس سالم و به‌هنجار و محیطی طبیعی، در یادگیری کارکردهای زبانی مانند خواندن، نوشتن و حساب و همچنین هماهنگی، توجه و پردازش مشکلاتی داشتند (دیویس و براون، [1]١٩۸۷؛ ترجمه‌ی اخوان تفتی و فیضی‌پور، ١٣۸٤). نقصان حافظه و توجه، در کودکانی که در خواندن، نوشتن و ریاضی مشکلاتی دارند، نمود بیش‌تری داشته و آن‌ها را با مشکلاتی جدی در امر تحصیل مواجه می‌کند. با توجه به تعریف انجمن کودکان با ناتوانی‌های یادگیری (ACDL[2]) «ناتوانی یادگیری»، اختلالی با علت احتمالی عصب‌شناختی است که با نارسایی و شدت و بروز متفاوت در خواندن، فکر کردن، نوشتن و ریاضی وجود دارد که می‌تواند بر عزت‌نفس، حرفه، ارتباطات اجتماعی و فعالیت‌های روزمره زندگی فرد اثرگذار باشد (مرسر و پالن[3]، ٢٠٠٩).
حافظه‌ی فعال، یکی از فرآیندهای شناختی مهم و زیربنای تفکر و یادگیری است که به نگهداری اطلاعات در ذهن و کار روی آن‌ها مربوط می‌شود. در مطالعه گاترکول، آلووی، ویلیس و آدامز[4] (٢٠٠۶) مشخص شد که بین حافظه‌ی فعال و توانایی‌های خواندن و ریاضی ارتباط وجود دارد. از دیگر عوامل مؤثر در یادگیری، میزان و چگونگی توجه یادگیرندگان به مطالب است. برای وارد شدن اطلاعات از حافظه‌ی حسی به حافظه‌ی فعال باید به اطلاعات توجه کرد تا به حافظه‌ی بلندمدت انتقال یابد(گوردون[5]، ١٩۸۸). با نگهداشتن توجه، مواد درسی به خوبی آموخته شده و در مواقع لزوم به یاد آورده می‌شود. نگهداری توجه را حفظ پردازش کنترل شده در انجام یک تکلیف تعریف کرده‌اند(گلد اشتاین[6]، ١٩٩۸).
نقص در نگهداری توجه کودکان، فرصت پردازش، ذخیره کردن و فراخوانی اطلاعات را می‌گیرد. با توجه به اهمیت کارکردهای اجرایی و توجه در نظریه‌های عصب- روان‌شناختی، کارکردهای توجهی بیش‌تر درکودکان ADHD و ADD بررسی شده است، در حالی که نقص توجه کودکان ناتوان در یادگیری کم‌تر مورد توجه بوده است.
پژوهش هالاهان، گجر، کوهن و تارور[7] (١٩۷۸) نشان‌داد که کودکان ناتوان در یادگیری برخلاف کودکان عادی، نمی‌توانند بر ویژگی‌های مهم تکلیف تمرکز کنند و توجهشان خارج از کنترل است. در پژوهش ریچاردز، ساموئلز، ترنر،١وایسلدیک[8] (١٩٩٠)، میان توجه انتخابی٢٠ دانش‌آموز عادی و ٣٠ کودک ناتوان یادگیری تفاوت معنادار مشاهده شد. سوانسون[9] (١٩٩۶) (به نقل از شکوهی‌یکتا و پرند، ١٣۸۵) نشان داد که دانش‌آموزان با ناتوانی یادگیری، در توجه به محرک‌های مربوط و تداوم توجه با مشکلاتی مواجه‌اند. در مطالعه‌ی لیندسی، تومازیک، لوین و آکاردو٤ (٢٠٠١)، کارکرد توجهی٢۶ دانش‌آموز ناتوان در ریاضی در مقایسه با ۵۶ آزمودنی در گروه کنترل، نشان دهنده‌ی بی‌توجهی آن ها بود. در پژوهش جفریس و اِورات[10] (٢٠٠٤)، حافظه‌ی کاری گروه ناتوان یادگیری در سنجش حلقه‌ی آوایی و عامل اجرایی مرکزی از گروه کنترل عملکرد ضعیف‌تری داشت. پاتزالیا و پاسولونگی[11] (٢٠٠۵) نیز دریافتند که حافظه‌ی فعال کودکان ناتوان ریاضی ضعیف‌تر از کودکان عادی است. در پژوهش ماهلر و اسکوچارت[12] (٢٠١١)، کودکان با ناتوانی‌های خواندن-هجی‌کردن و ریاضی، در تکالیف حافظه‌ی فعال ضعیف‌تر از کودکان عادی بودند.
پژوهش ارجمندنیا و سیف‌نراقی(١٣۸۸) نشان داد که عملکرد حافظه‌ی فعال دانش‌آموزان نارساخوان از دانش‌آموزان عادی ضعیف‌تر است. در پژوهش قمری‌گیوی، نریمانی و ربیعی (١٣۸۸)، در مقایسه‌ی کارکردهای اجرایی کودکان مبتلابه اختلال نقص توجه- بیش‌فعالی، ناتوان یادگیری و کودکان به‌هنجار، کودکان ناتوان یادگیری نسبت به کودکان به‌هنجار در هر دو زمینه بازداری و حافظه‌ی فعال نمرات کم‌تری کسب کردند. در پژوهش صفرپور دهکردی، وفایی و افروز(١٣٩٠) عملکرد مؤلفه‌های سه‌گانه حافظه‌ی فعال در۶٠ دانش‌آموز پسر نارساخوان و عادی سوم دبستان مقایسه شدکه بین دوگروه نارساخوان و عادی در چند مورد از آزمون‌های حافظه‌ی فعال تفاوت معنادار وجودداشت.
باتوجه به یافته‌های بالا، هدف کلی پژوهش حاضر مقایسه‌ی عملکرد حافظه‌ی فعال و نگهداری توجه دانش‌آموزان دوره‌ی ابتدائی شهر تهران با ناتوانی‌های یادگیری(خواندن-نوشتن، ریاضی) و دانش‌آموزان عادی است.
روش
روش پژوهشی توصیفی از نوع علّی ـ مقایسه‌ای است.
جامعه، نمونه و روش نمونه‌گیری: جامعه‌ی آماری شامل کلیه‌ی دانش‌آموزان دختر و پسر دارای ناتوانی‌های یادگیری دوره‌ی ابتدائی است که در مراکز ناتوانی‌های ویژه‌ی یادگیری سازمان آموزش و پرورش استثنائی شهر تهران در سال تحصیلی ٩١-١٣٩٠ آموزش‌های ویژه و مکمل دریافت می‌کردند. برای انتخاب دانش‌آموزان عادی، دو مدرسه ابتدائی که در مناطق ١ و۷ تهران قرار داشتند، به‌طور تصادفی انتخاب شدند. نمونه‌ی آماری شامل ٤٠ دانش‌آموز دارای ناتوانی یادگیری خواندن- نوشتن و ریاضیات بود. در آغاز ۶۵ دانش‌آموز ناتوان یادگیری، از طریق فهرست اسامی افراد، توسط مدیران ٣ مرکز از طریق نمونه‌گیری تصادفی ساده انتخاب و آزمون حافظه‌ی فعال و توجه در مورد آن‌ها اجرا شد. سپس با توجه به نظر مربیان و نتیجه آزمون CPT، دانش‌آموزانی که ADHD بودند و یا قرص مصرف می‌کردند، از آزمون حذف شدند. بنابراین ٤٠ دانش‌آموز ناتوان در خواندن- نوشتن و ریاضی، انتخاب شدند.٢٠ دانش آموز عادی نیز از فهرست اسامی کلاس به‌طور تصادفی انتخاب شدند. برای جمع‌آوری دادههای مورد نیاز از ابزارهای زیر استفاده شده است:
آزمون عملکرد پیوسته[13](CPT): این آزمون برای ارزیابی توجه و تکانشگری مورد استفاده قرار می‌گیرد و نیازمند حفظ توجه، حین یک تکلیف مداوم و بازداری پاسخ‌های تکانشی است. این آزمون در سال ١٩۵۶ توسط رازولد[14] تهیه شد (ریچیو، رینولدز، لاو و مور[15]، ٢٠٠٢). آزمودنی باید توجه خود را به مجموعه محرک نسبتاً ساده دیداری جلب کند و با دیدن محرک هدف، پاسخ دهد. این آزمون شامل سه متغیر خطای ارائه پاسخ، پاسخ حذف و زمان واکنش است. ضرایب اعتبار بخش‌های مختلف آزمون که با فاصله ٢٠ روز روی ٤٣ دانش آموز پسر دبستانی انجام شد، در دامنه‌ای بین ۵٩/٠ تا ٩٣/٠ قرار داشت. ضرایب محاسبه شده در سطح ٠٠١/٠ همبستگی معناداری دارند. روایی آزمون با شیوه‌ی روایی‌سازی ملاکی ازطریق مقایسه گروه به‌هنجار وگروه فزون کنش-نارسایی توجه انجام گرفت که تفاوت معناداری را بین عملکرد دو گروه نشان داد (هادیانفرد، شکرکن، مهرابی زاده و نجاریان، ١٣۷٩).
آزمون n-back: این آزمون یک تکلیف سنجش عملکرد شناختی مرتبط با کنش‌های اجرایی است و نخستین بار در سال ١٩۵۸ توسط کرچنر[16] معرفی شد. از آن جا که این تکلیف هم نگهداری اطلاعات شناختی و هم دست‌کاری آن‌ها را شامل می‌شود، برای سنجش عملکرد حافظه کاری بسیار مناسب شناخته شده است. ضرایب اعتبار در دامنه‌ای بین ۵٤/٠ تا ۸٤/٠، اعتبار بالای این آزمون را نشان داد. روایی این آزمون نیز به‌عنوان شاخص سنجش عملکرد حافظه‌ی کاری بسیار قابل قبول است(کین،کن وی، میورا وکلفلش[17]،٢٠٠۷).
روش اجرا: درآزمونCPT روی صفحه رایانه اعداد١ تا ٩ به‌طور نامرتب ظاهر و آزمودنی باید فقط با دیدن محرک هدف به سرعت کلیدspace را فشار دهد. در آزمون اِن- بک، دنباله ای از اعداد، گام به گام بعنوان محرک دیداری به طور تصادفی روی صفحه ظاهر شد. آزمودنی باید بررسی کند که آیا محرک ارائه شده‌ی فعلی با محرک n گام قبل از آن همخوانی دارد یا خیر. در تکلیف 1-back (n=1)، محرک ارائه شده با یک محرک قبل مقایسه می شود. به منظور تحلیل داده‌ها از روش آماری توصیفی واستنباطی استفاده شد.تحلیل واریانس یک متغیری (ANOVA)، آزمون توکی، تروسکال و الیس(KWANOVA) به‌عنوان ابزارهای تجزیه و تحلیل آماری به‌کار گرفته شد.
نتایج
در جدول ١، میانگین پاسخ‌های درست (اِن بک)، در هر دو گروه دانش‌آموزان ناتوان در یادگیری درمقایسه با دانش‌آموزان عادی پایین‌تر است. پراکندگی نمره‌ها در گروه خواندن- نوشتن کم‌تر از دو گروه دیگر است. دادههای آزمون CPT نشان می‌دهد که میانگین متغیر خطای ارائه‌ی پاسخ و خطای حذف در گروه خواندن- نوشتن، بیش‌تر از میانگین گروه ریاضی و عادی است. در متغیر خطای حذف، پراکندگی گروه خواندن- نوشتن و ریاضی به یکدیگر نزدیک و بیش‌تر از گروه عادی است. میانگین زمان واکنش دانش‌آموزان ناتوان در یادگیری در هر دو آزمون، نسبت به دانش‌آموزان عادی زمان بالاتری را نشان می‌دهد.
جدول١. شاخص‌های آماری دانش‌آموزان با ناتوانی‌های یادگیری و عادی در آزمون اِن بک و CPT
|
متغیر |
گروه |
N |
M |
SD |
|
پاسخ درست (اِن بک) |
خواندن ـ نوشتن |
20 |
56/05 |
45/9 |
|
ریاضی |
20 |
60/60 |
15/14 |
|
|
عادی |
20 |
10/88 |
87/15 |
|
|
کل |
60 |
25/68 |
44/19 |
|
|
زمان واکنش |
خواندن ـ نوشتن |
20 |
863/55 |
84/153 |
|
ریاضی |
20 |
831/05 |
08/159 |
|
|
عادی |
20 |
790/65 |
58/159 |
|
|
کل |
60 |
41/828 |
72/157 |
|
|
خطای ارائه‌ی پاسخ (CPT) |
خواندن ـ نوشتن |
20 |
7/15 |
41/6 |
|
ریاضی |
20 |
75/4 |
66/4 |
|
|
عادی |
20 |
90/1 |
55/1 |
|
|
کل |
60 |
60/4 |
5/07 |
|
|
خطای حذف (CPT) |
خواندن ـ نوشتن |
20 |
35/3 |
1999/3 |
|
ریاضی |
20 |
85/1 |
1165/3 |
|
|
عادی |
20 |
50/0 |
7608/0 |
|
|
کل |
60 |
90/1 |
8266/2 |
|
|
زمان واکنش (CPT) |
خواندن ـ نوشتن |
20 |
594 |
80 |
|
ریاضی |
20 |
558 |
619/73 |
|
|
عادی |
20 |
522 |
351/54 |
|
|
کل |
60 |
558 |
75/076 |
با بررسی همگنی واریانس‌ها در آزمون لوین، مشخص شد که واریانس گروه‌ها در متغیر زمان واکنش(در هر دو آزمون) همگن نیست و در سایر موارد همگن هستند. در نتیجه برای تحلیل یافته‌های متغیرهای زمان واکنش از آزمون کروسکال والیس وبرای تحلیل یافته‌های سایر متغیرها از تحلیل واریانس یک متغیری استفاده شده است.
جدول٢. تحلیل واریانس یک متغیری برای متغیر پاسخ درست (آزمونn-back )
|
متغیر |
منبع تغییرات |
SS |
df |
MS |
F |
P |
|
پاسخ درست |
بین گروهی |
7/12027 |
2 |
6013/85 |
30/33 |
001/0 |
|
درون گروهی |
55/10291 |
57 |
55/180 |
|||
|
کل |
25/22319 |
59 |
|
با توجه به جدول ٢، تفاوت میان سه گروه مورد نظر در مورد متغیر پاسخ درست معنادار است.
جدول3. مقایسه‌ی چندگانه در آزمون توکی برای متغیر پاسخ درست (آزمونn-back)
|
گروه |
گروه |
تفاوت میانگین |
خطای استاندارد |
P |
|
خواندن ـ نوشتن |
ریاضی |
55/4- |
249/4 |
536/0 |
|
خواندن ـ نوشتن |
عادی |
05/32-* |
249/4 |
001/0 |
|
ریاضی |
عادی |
50/27-* |
249/4 |
001/0 |
با توجه به جدول ٣، تفاوت میان گروه خواندن- نوشتن و عادی، همچنین گروه ریاضی و عادی در متغیر پاسخ درست معنادار می‌باشد. میزان معناداری آزمون کروسکال والیس در متغیر زمان واکنش، مقدار ٣۵۵/٠ به‌دست آمد(خی دو: ٠۷١/٢ و٢:df). بنابراین تفاوت بین گروه ها در متغیر زمان واکنش، معنادار نیست و مقایسه ای میان آن‌ها صورت نمی‌گیرد.
جدول٤. تحلیل واریانس یک متغیری برای دو متغیر خطای ارائه پاسخ و خطای حذف در آزمونCPT
|
متغیر |
منبع تغییرات |
SS |
df |
MS |
F |
P |
|
پاسخ ارائه پاسخ (CPT) |
بین گروهی |
30/276 |
2 |
15/138 |
34/6 |
003/0 |
|
درون گروهی |
10/1242 |
57 |
79/21 |
|||
|
کل |
40/1518 |
59 |
|
|||
|
خطای حذف (CPT) |
بین گروهی |
30/81 |
2 |
65/40 |
94/5 |
005/0 |
|
درون گروهی |
10/390 |
57 |
84/6 |
|||
|
کل |
40/471 |
59 |
|
همان طور که در جدول ٤ مشاهده می‌شود، با توجه به مقادیر F به‌دست آمده، تفاوت میان سه گروه مورد بررسی در هر دو متغیر معنادار می‌باشد (سطوح معناداری: ٠٠٣/٠ و ٠٠۵/٠). نتایج آزمون توکی در جدول ۵ تفاوت میانگین گروه ها را نشان می‌دهد.
جدول ۵. مقایسه‌ی چندگانه در آزمون توکی برای دو متغیر خطای ارائه پاسخ و خطای حذف )آزمون (CPT
|
متغیر |
گروه |
گروه |
تفاوت میانگین |
خطای استاندارد |
P |
|
خطای ارائه پاسخ |
خواندن ـ نوشتن |
ریاضی |
40/2 |
47/1 |
24/0 |
|
خواندن ـ نوشتن |
عادی |
5/25* |
47/1 |
002/0 |
|
|
ریاضی |
عادی |
85/2 |
47/1 |
13/0 |
|
|
خطای حذف |
خواندن ـ نوشتن |
ریاضی |
50/1 |
82/0 |
17/0 |
|
خواندن ـ نوشتن |
عادی |
85/2* |
82/0 |
003/0 |
|
|
ریاضی |
عادی |
35/1 |
82/0 |
24/0 |
با توجه به جدول ۵، در هر دو متغیر خطای ارائه پاسخ و خطای حذف، تفاوت میان گروه خواندن- نوشتن و عادی، معنادار می‌باشد.
میزان معناداری آزمون کروسکال والیس در متغیر زمان واکنش(آزمونCPT)، مقدار٠١٠/٠ به‌دست آمد (خی دو: ٢۸٩/٩و ٢ :df). بنابراین تفاوت بین گروه‌ها در متغیر زمان واکنش، معنادار است. با توجه به تفاوت میان میانگین رتبه‌های محاسبه شده و معناداری آن‌ها، میان گروه‌های خواندن- نوشتن و عادی، در متغیر زمان واکنش تفاوت معنادار وجود دارد.
بحث و نتیجه‌گیری
فرضیه‌ی اول این پژوهش به مقایسه‌ی عملکرد حافظه‌ی فعال در گروه‌های ناتوان یادگیری و گروه عادی پرداخت. دو گروه ناتوان یادگیری، در متغیر پاسخ درست، عملکرد ضعیف‌تری نسبت به دانش‌آموزان عادی داشتند و در متغیر زمان واکنش میان سه گروه تفاوت معنادار نبود. نتایج پژوهش‌های جفریس و همکاران (٢٠٠٤)؛ پاتزالیا و پاسولونگی(٢٠٠۵)؛ ماهلر و اسکوچارت (٢٠١١)، نشان داد عملکرد حافظه‌ی فعال کودکان ناتوان خواندن و ریاضی ضعیف‌تر از کودکان عادی است. پژوهش‌های داخلی مانند پژوهش قمری گیوی و همکاران(١٣۸۸)؛ ارجمندنیا و سیف نراقی(١٣۸۸)؛ صفرپور دهکردی و همکاران(١٣٩٠)، نشان داد که عملکرد کودکان ناتوان یادگیری در متغیر حافظه‌ی فعال ضعیف‌تر از کودکان عادی است.
با توجه به عملکرد ضعیف هر دو گروه ناتوان یادگیری در متغیر پاسخ درست، یافته‌های این پژوهش با پژوهش‌های سالیان اخیر همسو می‌باشد. در آزمون اِن-بک، دانش‌آموز ناتوان یادگیری بدون عملیات ذهنی و با سرعتی نزدیک به سرعت گروه عادی پاسخ می داد و تلاش ذهنی برای او دشوار بود. درتبیین نتایج فوق می‌توان گفت که عملکرد ضعیف حافظه‌ی فعال از خصوصیات کودکان ناتوان یادگیری است و به‌نظر می‌رسد فرآیندهای نظام حافظه و انباره‌های ذهنی این افراد دچار مشکل باشد. در سال‌های بسیار مهم دبستان، پویایی حافظه‌ی فعال، پیش نیاز یادگیری هر چیز از جمله خواندن، نوشتن و ریاضی است.
فرضیه‌ی دوم این پژوهش به مقایسه‌ی نگهداری توجه در دو گروه ناتوان یادگیری و گروه عادی پرداخت. در یافته های این پژوهش تفاوت آزمودنی‌های گروه خواندن- نوشتن و عادی در سه متغیر خطای ارائه پاسخ، خطای حذف و زمان واکنش معنادار بود. بنابراین نگهداری توجه در دانش‌آموزان ناتوان خواندن-نوشتن ضعیف‌تر از دانش‌آموزان عادی است. اما تفاوت دانش‌آموزان ناتوان در ریاضی با گروه عادی، در این متغیرها معنادار نبود. پژوهش هالاهان و همکاران(١٩۷۸)؛ ریچاردز و همکاران (١٩٩٠) و سوانسون (١٩٩۶؛ به نقل از شکوهی یکتا، ١٣۸۵) نشان دهنده‌ی وجود مشکلات توجهی در کودکان ناتوان یادگیری است. فرضیه‌ی دوم پژوهش حاضر، در مورد تفاوت گروه خواندن-نوشتن و عادی با پژوهش هایبالا همخوانی دارد. اما در مورد تفاوت گروه ریاضی و عادی با پژوهش‌های بالا همخوانی ندارد. در پژوهش لیندسی و همکاران(٢٠٠١)، مشکلات توجهی کودکان دارای ناتوانی ریاضی بیش‌تر از کودکان عادی بود.
تحقیق در مورد کارکرد توجهی این کودکان نیاز به تأمل و توجه بیش‌تری دارد تا با تکمیل تحقیقات در این زمینه گوشه‌ای از کمبودهای موجود جبران شده و اهمیت این فرآیند شناختی برجسته‌تر گردد. می‌توان مانند زیرگروه‌هایی که در کودکانADHD وجوددارد(بیش فعالی و بی‌توجهی) در مورد نقص توجه کودکان با ناتوانی‌های یادگیری نیز، تقسیم‌بندی‌هایی انجام داد. این پژوهش با مشخص کردن این که گروه ناتوان در خواندن-نوشتن نسبت به گروه ریاضی نقص توجهی بیش‌تری دارند، نشان دادکه مشکلات توجه نه تنهادرکودکان ADHD یا ADD، بلکه در گروه‌های مختلف ناتوان یادگیری نیز دیده می‌شود.
از محدودیت‌های پژوهش عدم دسترسی به افراد بیش‌تر درگروه نمونه بود و به علت محدود بودن حجم نمونه دانش‌آموزان گروه خواندن-نوشتن با گروه ریاضی از لحاظ سنی، همتا نشدند. افراد ناتوان یادگیری به دلیل مشکل توجهی به اشتباه برچسب ADHD می‌خورند. پیشنهاد می‌شود این پژوهش در جامعه‌ای بزرگ‌تر با تعداد نمونه‌ی بیش‌تر انجام گیرد و کارکردهای توجهی دانش‌آموزان ADHD با دانش‌آموزان LD مقایسه شود. باتوجه به این که در این پژوهش، آزمون n-back فقط به محرک‌های دیداری پرداخت، می‌توان در پژوهش‌های بعدی از نسخه‌ی محرک‌های شنیداری، یا از هر دو محرک به‌طور هم‌زمان استفاده کرد.
[1] . Davis & Braun
[2] . Association for Children with Learning Disabilities
[3] . Mercer & Pullen
[4] . Gathercole, Alloway, Willis & Adams
[5] . Gordon
[6] . Goldstein
[7] . Hallahan, Gajer, Cohen & Tarver
[8] . Richards, Samuels, Turnure & Ysseldyke
[9] . Lindsay, Tomazic, Levine & Accardo
[10] . Jeffries & Everatt
[11] . Pazzaglia & Passolunghi
[12] . Maehler & Schuchardt
1.Continuous Performance Test
[14] . Rozvold
[15] . Riccio, Reynolds, Lowe & Moore
[16] . Kirchner
[17] . Kane, Conway, Miura & Colflesh
)