Главная страница
Навигация по странице:

  • Р. Вудвортс, Г. Шлосберг

  • Эксперимент Сенфорда.

  • Парные сравнения: форма записи Таблица 1

  • Средние ранги ведущих американских психологов 1903 г. 2 1.0.

  • Хрестоматия. Петухов. Том 3. Книга 2. Учебник по общей психологии, предназначено для проведения семинарских занятий по данному курсу и самостоятельного чтения


    Скачать 20.88 Mb.
    НазваниеУчебник по общей психологии, предназначено для проведения семинарских занятий по данному курсу и самостоятельного чтения
    АнкорХрестоматия. Петухов. Том 3. Книга 2.doc
    Дата22.09.2018
    Размер20.88 Mb.
    Формат файлаdoc
    Имя файлаХрестоматия. Петухов. Том 3. Книга 2.doc
    ТипУчебник
    #24954
    страница9 из 53
    1   ...   5   6   7   8   9   10   11   12   ...   53

    67

    шо они знают числовую систему. Эта неудовлетворенность методом впол­не обоснована, ибо поверхностные знания чисел, особенно отсутствие по­нятия о пропорции, естественно, затрудняет способность некоторых на­блюдателей хорошо выполнить свою роль в этих экспериментах. Обозна­чение силы ощущения числом не является чем-то таким, что человек выполняет с большей точностью и уверенностью, хотя обыкновенный выпускник высшего учебного заведения, как правило, может произво­дить целый ряд непротиворечивых числовых оценок.

    Однако интересно не то, уверены или не уверены мы в полноценнос­ти этого метода. Интересно другое, можем ли мы подтвердить правиль­ность степенного закона, вообще не предлагая наблюдателям производить численные оценки? Если да, то можем ли мы проверить правильность от­ношений между показателями, приведенными в табл. 1? Утвердительный ответ на этот вопрос дают результаты проведения эксперимента по методу, согласно которому наблюдатель производит уравнивание интенсивностей ощущений двух различных модальностей. Посредством таких межмодаль­ных сравнений, производимых при разных интенсивностях стимуляций, можно получить «функцию равных ощущений», а затем сравнить ее с та­кой же функцией, предсказанной на основании величин показателей для этих двух модальностей.

    Если обе модальности при соответствующем выборе единиц описы­ваются уравнениями:

    S1 = R1m и S2 = R2n

    и если субъективные величины S1 и S2 уравниваются путем меж­модального сравнения на различных уровнях стимуляции, то результи­рующая функция равных ощущений примет вид:

    R1m=R2n
    Или в логарифмах
    log R1. = n/m log R2
    Иначе говоря, в логарифмических координатах функция равных ощущений будет прямой линией, наклон которой определяется отноше­нием двух данных показателей.

    Что касается самого эксперимента, то вопрос заключается в том, способны ли наблюдатели делать межмодальные сравнения и могут ли быть предсказаны эти сравнения, исходя из шкалы отношений кажущих­ся величин, определяемой независимо путем оценки величин? Способ­ность наблюдателей высказывать простые суждения о кажущемся равен­стве была твердо установлена в другом контексте. <...>

    Звук и механическая вибрация являются такими стимулами, ка­жущуюся силу которых приравнять сравнительно легко. В качестве зву­ка в экспериментах использовался шум умеренно низкой частоты. Виб-

    68

    Тема 17. Экспериментальные исследования восприятия



    Рис. 3. Функция равных ощущений, соотносящая вибрацию (час­тота 60 Гц), подаваемую на кончик пальца, с интенсивностью по­лосы шума. Наблюдатели подгоняли громкость так, чтобы она со­ответствовала вибрации (кружки) и чтобы вибрация соответствовала громкости (квадратики). Значения раздражений даны по логариф­мической шкале (в децибелах). Абсцисса - шум; ордината -амплитуда вибрации

    рация имела постоянную частоту (60 Гц) и подавалась на кончик средне­го пальца1.

    Соотнесение кажущейся интенсивности звука и вибрации проводи­лось в двух дополняющих друг друга экспериментах. В одном из них звук подравнивался под вибрацию, в другом вибрация подравнивалась под звук. И звук и вибрация подавались одновременно. 10 наблюдателей про­изводили в каждом эксперименте два подравнивания на каждой интен­сивности.

    Результаты этих экспериментов приведены на рис. 3. Кружочки обозначают средние уровни вибрации в децибелах, к которым подравни­вались звуки, а квадратики — средние уровни звука в децибелах, к ко­торым подравнивалась вибрация. Оси координат даны в децибелах отно­сительно ориентировочно определенных порогов обоих раздражителей.

    Интересно, что на рис. 3 наклон линии равен 0,6, т.е. близок к нак­лону, требуемому отношением показателей двух функций, полученных отдельно для звука и вибрации методом оценки величин. Эта зависимость в основном линейна, и, следовательно, в диапазоне использованных сти­мулов как громкость, так и вибрация подчиняются степенному закону.

    1 См.; Stevens S,S. Gross-modality validation of subjective scales for loudness, vibration and electric shock // J. exp. Psychol. 1959. P. 201-509.

    Р. Вудвортс, Г. Шлосберг

    МЕТОДЫ ШКАЛИРОВАНИЯ1 Метод равных сенсорных расстояний

    Имеется ряд методов, в которых испытуемый пытается выбрать или согласовать серию стимулов так, чтобы они отмечали субъективно рав­ные расстояния на некотором континууме. Первый из них — «деление интервала пополам» — был использован Плато в 1850 г. Он просил ху­дожников воссоздать серый тон, который является средним между чер­ным и белым. Иными словами, субъективное расстояние между белым и серым было таким же, как между черным и серым. Метод разработан Дельбефом, Мюллером и Титченером (1905)2. Основной целью была про­верка справедливости закона Фехнера. Если бы средняя точка совпадала со средним геометрическим, а не средним арифметическим, то Фехнер оказался бы прав. Иногда точка приходилась на одно среднее, иногда на другое; случалось и так, что она оказывалась где-то между ними. Мы не будем рассматривать старые доказательства, которым Титченер посвятил целый раздел своей книги. Понятно, что этот метод подвержен тем же ошибкам, что и метод фракционирования, В самом деле, метод деления интервала пополам очень похож на метод деления пополам величины. Единственным различием является то, что метод деления пополам может давать истинный нуль для шкалы.

    Эксперимент Сенфорда. Конечно, нет причины ограничивать экспери­менты делением пополам. Можно раздробить субъективное расстояние на любое количество равных интервалов. В эксперименте по взвешиванию Сен­форда 108 пакетов, ранжированных от 5 до 100 г, раскладываются на пять

    1 Проблемы и методы психофизики / Под ред. А.Г.Асмолова, М.Б.Михалевской. М.:
    Изд-во Моск. ун-та, 1974. С. 193-194, 202-204, 208-211.

    2 См.: Boring E.G. Sensation and perception in the history of experimental psychology.
    Appleton-Century. 1942. № 4.

    70

    Тема 17. Экспериментальные исследования восприятия

    кучек с приблизительно равными сенсорными расстояниями между ними. Если среднее от всех весов, помещенных в каждую кучку, нанести на орди­нату в логарифмическом масштабе, а субъективные величины в линейном масштабе — на абсциссу, то по закону Фехнера точки должны лечь на пря­мой линии. <...>

    Парное сравнение

    Существуют, по крайней мере, два метода шкалирования — шкали­рование отношений возвращает к работе Фехнера — пионера в области эк­спериментальной эстетики и его методу выбора. Этот устаревший метод был использован Фехнером при изучении эстетической оценки различных вари­антов прямоугольников. Он изготавливал картонные ящички, стороны ко­торых изменялись в пределах от квадрата до узкого прямоугольника и раз­брасывал их в случайном порядке на столе. Фехнер проводил эксперимент с несколькими сотнями людей, предлагая каждому выбрать наиболее и наи­менее приятные формы фигурок, разбросанных на столе. Затем он мог ис­пользовать относительную частоту выбора в качестве показателя и таким способом определял эстетическую ценность каждого прямоугольника. Бла­гоприятные выборы падают, в основном, на середину серии (около золотой серединки), а неблагоприятные — в экстремальных направлениях.

    Две наиболее совершенные формы выбора известны как метод ранжи­рования и метод парных сравнений. Если бы Фехнер попросил распределить все приятные прямоугольники в одном конце, а неприятные — в другом, то такое категоричное распоряжение дало бы больше дополнительной ин­формации. Если бы показывал он только два прямоугольника одновремен­но и просил бы испытуемого выбрать наиболее приятный, то, проделывая то же самое со всеми парами, Фехнер опять-таки мог бы получить больше информации, чем методом выбора. Или он мог бы взять определенный пря­моугольник в качестве стандарта. Предъявляя стандарт в паре со сравнива­емыми, он получил бы оценку сравниваемого как более или менее прият­ного, чем стандартный, подобно тому, как это делается методом постоянных раздражителей. Это последнее предположение недостаточно обосновано пси­хологически в изучении эстетических или других величин потому, что ис­пытуемый как бы пресыщается стандартными стимулами. Однако мы уви­дим, что с точки зрения логики и математики метод парных сравнений является сокращенным методом постоянных раздражителей. Кроме того, метод ранжирования сводится к методу парных сравнений.

    Метод парных сравнений введен Коном1 при изучении предпочитае-мости цветов. Его часто признают в качестве наиболее адекватного спосо-

    1 См.: CohnJ. Experimentelle TJntersuchungen liber die Gefuhlsbetonungen der Farben, Hellig-Ketein und ihrer Combinationen // Philos. St. 1894. 10. P. 562-603.

    Вудвортс Р. Шлосберг Г., Методы шкалирования

    71

    ба получения надежных оценок. Задача испытуемого в любой момент уп­рощается до предела, потому что перед ним только два образца. Он срав­нивает их в определенном отношении, переходит к другой паре и так до тех пор, пока не оценит всех образцов. Если каждый образец сочетается с каждым другим, то количество пар равно n(n-1)/2, что составляет 45 пар их 10 образцов или 190 из 20. «Работа» может иногда сокращаться: можно раз­
    делить серию образцов на две или более частных серий. Предъявляя все
    пары стимулов в случайной последовательности, экспериментатор может
    избавиться от временной и пространственной ошибок, помещая каждый
    образец первым в одной паре и вторым в другой. В индивидуальных экс­
    периментах он может приготовить бланк регистрации в форме таблицы
    (см. табл. 1). Каждый образец представлен в строчке и колонке. Если, на­
    пример, испытуемый предпочитает Gбукве В, то буква Gзаписывается на
    пересечении колонки Gи строчки В. Когда все выборы уже сделаны, экс­
    периментатор подсчитывает все G, занесенные в таблицу в строчке Gили
    колонке Gи записывает количества под колонкой G. Таким образом, экс-­
    периментатор узнает частоты выборов (С-частоты). Когда перед наблюда-­
    телем 10 образцов, каждый сравнивается с оставшимися девятью; чтобы
    получить процентное или вероятностное выражение, каждое значение
    С делится на 9 или в общем виде на (п-1). Возможна определенная провер­
    ка: сумма показателей С-частот должна быть равна n(n-1)/2, средняя вели­
    чина р должна быть равна 0,50.

    Парные сравнения: форма записи

    Таблица 1





    <...>

    72 Тема 17. Экспериментальные исследования восприятия

    Метод ранжирования

    Другое название этого метода — метод качественного упорядочи­вания. Оно говорит само за себя; испытуемый упорядочивает по данно­му признаку предъявленное число образцов. Так получают один ранго­вый порядок. Одни и те же образцы упорядочиваются несколько раз, обычно разными наблюдателями и для каждого образца подсчитывается средний ранг. Этот метод очень удобен, когда мы имеем дело с большим количеством образцов. Обычно несколько образцов предъявляют одновре­менно и позволяют испытуемому выбирать один ранговый порядок так долго, как он пожелает. Когда много образцов, его могут попросить гру­бо рассортировать их по качествам (классам) до того, как он приступит к окончательному ранжированию.

    Одной из первых работ, связанных с методом ранжирования, была работа Кэттелла1 с уточнениями и дополнениями его учеников (Самнера2, Торндайка3, Уэллса4, Стронга5, Холлингворта6). Тем временем Спирман7 показал, как использовать порядковые ряды при измерениях кор­реляции — важный вклад в метод.

    Кэттелл воспользовался методом ранжирования для определения лидеров любой естественной науки в оценке их коллег. Он предложил 10 психологам проранжировать 200 американцев, которые претендовали на звание психолога. Десять судей работали самостоятельно, независимо друг от друга. Затем Кэттелл подсчитал среднее всех 10 рангов, определен­ных для каждого психолога. Он опубликовал перечень самых высоких средних рангов в 1903 г. и открыл имена людей в 1933 г. Наша таблица включает в себя 51 имя и их порядок. Некоторые из людей были скорее философами, чем психологами; некоторые лица, стоящие вблизи или на некотором расстоянии от конца таблицы, были молодыми людьми, кото­рых еще рано было посвящать в рыцари. Что касается значимости такого списка, то мы не можем сделать ничего лучшего, чем привести цитату из оригинала — статьи Кэттелла: «Следует четко отметить, что эти оценки

    1 См.: СаПе1Дж. Statistics of American psychologists // Amer. J. Ps. 1903. 14. P. 310-
    328; Cattel Дж. American men of science, a biographical directory. N.Y.: Science Press,
    1933. P. 1277-1278.

    2 См.: Sumner P.B. A statistical study of belief. // Ps. Rev. 1898. 5. P. 616-631.

    3 См.: Thorhdike E.L. An introduction to the theory of mental and social measurements.
    N.Y.: Science Press, 1904.

    4 См.: Wells P.L. A statistical study of literary merit // Arch. Ps. N.Y. 1907. № 7.

    5 См.: Strong E.K. The relative merit of advertisements // Arch. Ps. N.Y. 1911. № 17.

    6 См.: Hollingworth H.L. Judgments of the cosmic // Psych. Rev. 1911. 18. P. 132-156;
    Hollingworth H.L. Professor CattelPs studies by the method of relative position // Arch.
    Psychol. 1914. № 4. 30.

    7 См.: Spearman C. The proof and measurement of association between two things //
    Amer. J. Ps. 1904. 15. P, 72-101.

    Вудвортс Р., Шлосберг Г., Методы шкалирования

    73

    дают только то, что они открыто могут дать, а именно, результирующее мнение 10 компетентных судей. Они показывают репутацию человека у экспертов, но совсем не обязательно его способности или вклад (в науку). Не исключены постоянные ошибки, которые происходят из-за того, что он известен больше или меньше. Однако нет других критериев для оценки деятельности человека помимо той, которая получена от большинства ком­петентных судей»1.

    Мы имеем здесь нечто подобное нормальному распределению; мы имеем только верхнюю четверть такого распределения, четверть, которая сама является выделенной группой женщин и мужчин, уже получивших степень и положение учителя. Мы не можем использовать эти данные для создания шкалы превосходства или репутации, имеющей в основании аб­солютный нуль. Мы можем несколько улучшить шкалу, взяв человека, занявшего верхнее место на шкале в качестве отсчетной точки и спросить, кто вдвое менее хорош, чем Вильям Джемс. Но это будет уже другой экс­перимент. Что можно получить от средних рангов кроме их положения?

    Средние ранги ведущих американских психологов 1903 г.2

    1.0. Вильям Джемс

    3.7. Дж. Мак Кин Кэттелл

    4.1. Хьюго Мюнстерберг

    1. Г. Стенли Халл

    2. Дж. Марк Болдуин

    1. Эдвард В. Титченер

    2. Ионна Ройс

    9.2. Георг Т. Лэдд
    9.6. Джон Девэй

    11.6. Иозеф Ястров
    12.3. Эдмонд К. Сэнфорд

    1. Мэри В. Калкинс

    17.1. Вильям Л. Бриан

    1. Георг С. Фаллертон

    18.7. Георг М. Страттон

    19.3. Эдвард Л. Торндайк
    19.6. Эдмонд В. Делабарре
    21.6. Эдвард В. Скрипчер

    21.8. Христина Лэрд-Франклин

    22.4. Генри Ратчерс Маршалл

    1 Cattel Дж. American men of science, a biographical directory. N.Y.: Science Press,
    1933. P. 1277-1278.

    2 См.; Cattel Дж. Statistics of American psychologists // Amer. J. Ps. 1903. 14. P. 310-
    328; Cattel Дж. American men of science, a biographical directory. N.Y.: Science Press,
    1933. P. 1277-1278.

    74

    Тема 17. Экспериментальные исследования восприятия

    24.5. Чарльз X. Джадд

    27.0. Джеймс Р. Энгелл
    29.5. Лайтнер Виттер

    37.5. Г.Т. Патрик
    37.7. Говард Уоррен

    40.4. Вильям Т. Харрис

    1. Раймонд Додж

    42.9. Джеймс X. Хизлон

    1. Карл Сишор

    44.9. Чарльз Стронг

    45.5. Артур X. Пирс

    46.4. Роберт Мак Доугалл

    47.1. Макс Мейер

    48.0. Эрнст X. Линдлей
    49,3. Джеймс Лейба

    49.6. Фрэнк Энгелл
    49.9. Вальтер Пилльбери

    51.1. Вильям Р. Ньюболд
    52.6. Ливингстон Фарранд
    53.3. Герберт Никольс

    54.5. Якоб Г. Шурман
    54.5. Маргарет Ф. Уошборн

    1. Роберт С. Вудвортс

    2. Шеферд И. Франц




    1. Харри К. Вольф

    1. Джеймс Э. Крейдтон

    59.0. Харри Н. Гардинер

    59.0. Георг Сантаяна

    59.2. Эдвард Ф. Бохнер

    59.2. Андре С. Армстронг

    59.6. Таддеус Л. Болтон

    Давайте посмотрим, насколько сходятся вместе средние ранги у ос­нования таблицы. Допустим, что мы имеем 10 весов, каждый из них очень хорошо отличается от другого, и просим дюжину наблюдателей упорядо­чить их. Каждый наблюдатель упорядочивает их одним и тем же образом и средними рангами будут 1, 2, 3,.. 9,10. Но допустим, что мы проводим тот же эксперимент с 10 равными весами: каждый наблюдатель упорядо­чивает их в свой, отличающийся от других, ряд, и все средние ранги бу­дут приблизительно одними и теми же (одинаковыми). Теперь пусть веса немного отличаются друг от друга так, что каждый наблюдатель будет склонен сделать несколько ошибок: средние ранги будут лежать между двумя упомянутыми экстремумами и они будут точно соответствовать ряду объективных весов.

    Вудвортс Р., Шлосберг Г. Методы шкалирования
    1   ...   5   6   7   8   9   10   11   12   ...   53
    написать администратору сайта