Диссертация (Распознавание слов на ранних этапах процесса чтения экспериментальное исследование на материале русского языка), страница 7

Это позволяет избежать довольно частой ситуации вдисперсионном анализе, когда усреднение по стимулам — F1 — дает одинрезультат, а усреднение по испытуемым — F2 — другой [Четвериков, 2015].Мы использовали среду R и библиотеку lme4 [Bates и др., 2017] дляпроведения статистического анализа и построения смешанных моделей. Вбиблиотеке lme4 не реализован расчет p-уровней для моделей с интервальнымизависимымипеременными(такими,какдлительностьфиксаций)из-затеоретической неоднозначности при расчете числа степеней свободы.

Однакозначимость независимых переменных можно определить, исключая из полноймодели со всеми независимыми переменными (а также с их взаимодействиями)34последовательно каждый исследуемый параметр и сравнивая полную иурезанную модели при помощи отношения правдоподобия (likelihood ratio test).Таким же образом можно проверять значимость взаимодействий междуинтересующими параметрами [Четвериков, 2015].Руководствуясьданнымметодом,мысначалаопределили,какиевзаимодействия фиксированных эффектов (независимых переменных) являютсясущественными, а затем на основе полученной наилучшей модели определилизначимость каждого эффекта отдельно. Значимое ухудшение модели послеудаления параметра, который имеет три уровня (как в нашем случае тип прайма),не говорит о том, какие именно различия повлияли на результат.

Поэтому вданном случае мы смотрели на значение двухстороннего t-теста, включенного ввыдачу регрессионной модели. Если |t| > 1,96, то разница между уровнями(закодированная при помощи контрастов) значима [Hohenstein, Kliegl, 2014a].Для каждой зависимой переменной мы строили отдельные регрессионныемодели, используя в качестве фиксированных эффектов независимые переменные,авкачествеслучайныхэффектовидентификаторыиспытуемыхиидентификаторы экспериментальных предложений (в обоих случаях интерсепты).Все зависимые переменные были предварительно логарифмированы.

Этонеобходимо для того, чтобы так называемые остатки модели (та вариативность,которую не удалось предсказать) были распределены нормально [Yan и др., 2014].Фиксированные переменные были введены в модели в следующем виде.Пропуск предшествующего слова и частотность ключевого слова былизакодированы в R при помощи контраста treatment метками -0,5 и 0,5. Для первогофактора исходным уровнем считалась наличие фиксации на предшествующемслове (значение «-0,5»), для второго фактора — высокая частотность (значение «0,5»). Для типа прайма мы использовали скользящий контраст (sliding contrast),который позволял провести два сравнения: (1) идентичное условие с условием, в35котором прайм являлся другим словом, но обладал такой же длиной, как уцелевого слова, и (2) совпадающий по длине неидентичный прайм с праймом, несовпадающим по длине (ключевое для нашего исследования сравнение).Если мы обнаружим эффект длины (ключевое сравнение будет значимо),то результат может быть проинтерпретирован не только в пользу гипотезыограничения лексических кандидатов по длине.

Замедление обработки можетбыть такжевызвано неоптимальным приземлением глаз. Частично мыконтролировали эту проблему тем, что подобрали праймы таким образом, что несовпадающий по длине прайм всего на два символа был длиннее, чем прайм,совпадающий по длине. Тем не менее, чтобы полностью исключить этоальтернативноеобъяснение,мывключиливрегрессионныемоделидополнительный фактор — относительное место первой фиксации. Этаманипуляция позволила проконтролировать все различия, вызванные возможнымсдвигом этой позиции, статистически.

Таким же образом поступили А. Велдре иС. Эндрьюс в своем исследовании [Veldre, Andrews, 2015]. Относительнаяпозиция первой фиксации, будучи ковариатом (интервальной переменной), былацентрирована относительно нуля и введена в модели в квадратичном виде (таккак из предыдущих исследований [Kliegl и др., 2004; Yan и др., 2014] известно,что зависимость между длительностями фиксации и относительным местомпервой фиксации квадратичная, а не линейная).1.2.1.5.3 РезультатыВ таблице 1 приведены данные о средних длительностях первой фиксации,единственной фиксации, первого прочтения, полного прочтения, а также среднемзначении относительного местоположении первой фиксации в зависимости оттипа стимула, частотности ключевого слова и пропуска слова, предшествующегоключевому. Результаты построенных моделей представлены в приложении Б.36Таблица 1 Целевые меры движения глаз на ключевом слове в зависимости от типа прайма, частотности и пропускапредшествующего слова в эксперименте 1 (гипотеза ограничения лексических кандидатов по длине).Тип праймаИдентичныйСовпадающийпо длинеНе совпадающийпо длинеМSDМSDМSDНе пропущеноПропущеноНе пропущеноПропущено2152532732705869102113344334382342131106169167372350375425177148174172Единственнаяфиксация (мс)ВысокаяВысокаяНизкаяНизкаяНе пропущеноПропущеноНе пропущеноПропущено2172532772795969104118350346388376131113175171389353397446181162179176Первыйподход (мс)ВысокаяВысокаяНизкаяНизкаяНе пропущеноПропущеноНе пропущеноПропущено2262532853066669105131360360423393139111191165404405420476173165187182Полноепрочтение (мс)ВысокаяВысокаяНизкаяНизкаяНе пропущеноПропущеноНе пропущеноПропущено2282693453837087171200413401513491175151243244426425466607181153193270Относительноеместо первойфиксацииВысокаяВысокаяНизкаяНизкаяНе пропущеноПропущеноНе пропущеноПропущено0,530,430,560,420,190,20,220,220,560,370,570,440,180,200,200,210,540,490,570,430,230,260,240,23Частотностьцелевогослова (N)*Пропускслова N-1Перваяфиксация (мс)ВысокаяВысокаяНизкаяНизкаяЦелевые меры*У высокочастотного целевого слова неидентичные праймы были низкочастотными и наоборот.Обозначения: М – среднее значение, SD – стандартное отклонение.Фактор «тип прайма» оказался значимым во всех исследуемых временныхмерах: первая фиксация (согласно критерию правдоподобия, χ2(2) = 122,88,p < 0,001), единственная фиксация (χ2(2) = 124,13, p < 0,001), время первогопрохода (χ2(2) = 147,82, p < 0,001), время полного прочтения (χ2(2) = 137,68,p < 0,001).

Подробный анализ этого фактора показал, что испытуемымтребовалось существенно меньше времени, чтобы прочитать целевое слово послепрайма, совпадающего по длине с целевым словом, чем после прайма, которыйдлиннее, чем ключевое слово (см. Рисунок 2). Разница между этими двумяусловиями проявилась в мерах, соответствующих ранним этапам процессаобработки. Для длительности первой фиксации она составила 30 мс (b = 0,07,37SE = 0,04, t = 2,06), для единственной фиксации — 36 мс (b = 0,08, SE = 0,04,t = 1,97), для времени первого прохода — 40 мс (b = 0,08, SE = 0,04, t = 2,29).

Дляполного времени прочтения разница в 19 мс оказалась незначима (b = 0,07,SE = 0,04, t = 1,63).Таким образом, ключевой для нашего исследования фактор длиныоказался значимым. Сравнения с условием идентичности также дали значимыерезультаты (см. Приложение Б), что свидетельствует о том, что испытуемыереагировали на замену слова, даже если его длина не менялась (так как этисравнения не являются ключевыми для нашего исследования, мы не будем на нихподробно останавливаться).Рисунок 2.

Средние значения целевых мер движений глаз для ключевого слова в зависимости от типа прайма, частотностиключевого слова и пропуска предшествующего слова в эксперименте 1 (гипотеза ограничения лексических кандидатов подлине).Как показывают приведенные в приложении Б данные, для некоторых мертакже оказались значимыми такие факторы, как пропуск слова перед ключевым(это ожидаемый результат), место первой фиксации и частотность ключевогослова. К частотности мы вернемся ниже. Значимость же второго факторауказывает на то, что испытуемые испытывали определенные сложности в связи с38неоптимальным местом первой фиксации в условии с «длинными» праймами.

Темне менее, для нас важно, что интересующий нас эффект длины оказался значимымпри учете этого фактора, то есть эффект длины не сводится к затруднениям,связанным с неоптимальным местом первой фиксации.Мы провели дополнительный анализ, исследующий степень влияния типапрайма, частотности целевого слова и пропуска предыдущего слова на местопервой фиксации (см. Рисунок 3). При пропуске предшествующего слова местопервой фиксации на ключевом слове существенно сдвигается влево (χ2(1) = 61,47,p < 0,001).

Тип прайма (χ2(2) = 3,16, p = 0,21) и частотность (χ2(1) = 1,24, p = 0,27)не оказывают влияния на место первой фиксации. Тройное взаимодействие междуфакторами также не достигло значимости (χ2(7) = 4,31, p = 0,74). Таким образом,мы подтвердили, что экспериментальная манипуляция не привела к значимымизменениям в отношении места предпочитаемой фиксации. Оба результата,представленных выше, дают основания утверждать, что гипотеза ограничениялексических кандидатов по длине правомерна.Рисунок 3.