Биогенный магнетит и магниторецепция. Новое о биомагнетизме. Под ред. Дж. Киршвинка. Том 2 (1989) (1095848), страница 96
Текст из файла (страница 96)
37). Однако можно попьпаться понять, как они в действительности отвечали на вопросы, если анализировать данные с точки зрения альтернативных гипотез, что мы и начали делать. Исходя из этого ретроспективного анализа, мы не утверждаем, что доказали ошибочность интерпретации Бзкера. Мы надеялись показать лишь то, что данные, полученные в Итаке (как в опытах Бэкера, так и в наших собственных), открыты для различных интерпретаций, одинаково хорошо обоснованных, и что в будущих опытах такого рода следует предусмотреть способы, позволяющие различить альтернативные гипотезы.
Наш опыт показывает, что в будущем испытания должны быть организованы более тщательно, с учетом переменных, взаимодействующих между собой в рамках Ч-критерия (расположение переднего конца автобуса, направление на последнюю остановку, величина выборки). Мы согласны с Гоулдом н Эйблом (Ооц1с(, АЫе, 1981), что автобусные испытания сами по себе технически просты, но зто вовсе не означает, что их легко организовать должным образом или что они поддаются простой интерпретапии.
Ч. и Восприлтие магнитных полей человеком 3. Ориентированные распределения случайных данных Бэкер (гл. 26, разд. 3,3.2) справедливо отмечает злоупотребления статистикой, нередко встречающиеся в литературе по ориентации. Наряду с лругими критическими замечаниями он указывает на неправомерное группирование данных, не являющихся независимыми. Однако, осудив других за зто, он сам производит смешивание данных (табл. 26.3) способом, который не годится по двум причинам. Во-первых, в столбце «компасные оценки» он объединяет данные, полученные на нескольких остановках в одном и том же испытании (так было в 23 из 31 опытного дня). Во-вторых, суммируя все данные в конце таблицы, Бэкер смешивает все испытания способом, отклоняющимся от статистических норм по меньшей мере в двух отношениях: 1) некоторые испытуемые участвовали более чем в одном опыте (см.
примечание 3), так что опытные дни не являются полностью независимыми; 2) величина выборки варьирует от 5 до 42 (см, примечание 4). Специалисты в области статистики, конечно, обращали наше внимание на предосторожности, которые следует соблюдать при использовании определенных статистических критериев, и вполне обоснованно — в противном случае возможность ошибки первого типа сильно возрастает (ВазасЬе!ец 1981). В обсуждаемых автобусных опытах объединение данных, полученных на нескольких остановках в ходе одного испытания, совершенно неприемлемо (см.
ниже). Сам Бзкер (гл. 26, разд. 3.3,2) также выдвигает вполне существенное соображение, согласно которому по биологическим причинам нельзя смешивать данные нескольких остановок в одном и том же испытании; «оценка испытуемым направления к дому в каком-либо одном пункте строится на основании оценок, сделанных на предыдущих остановках, н подвержена влиянию этих оценок». Кроме того, в ходе анализа второго порядка не следует, по-видимому, смешивать вместе данные опытов с одной и опытов с несколькими остановками (в последнем случае всем испытуемым во время остановки сообщалась правильная компасная информация — см. примечание 5). Учитывая опасности биологического и статистического характера, возникающие при объединении таких данных, мы полагаем, что заключение, сделанное Бзкером на основании автобусных опытов («слабая, но статистически достоверная способность к ориентации на цель в условиях перемещения с закрытыми глазами»; гл.
26, разд. 3.3.3), может в действительности быть связано со смещением от ожидаемого значения, усиленным благодаря комбинации большого количества данных. Используя приемы„предложенные впервые Коулом (Со1е, 1957), мы решили проверить это предположение расчетным путем, взяв ту же величину выборки и применив те же статистические процедуры, что и Бэкер, но положив в основу не полученные в опыте данные, а случайные числа. Будучи лишены исходных данных Бэкера и желая убедить себя, что 29. Хоминговая ориентация человека мы подсчитываем наши компасные оценки так же, как он, мы пересчитали его результаты для нескольких испьпаний. Например, данные второго испьпания, проведенного 29 июня 1979 г. (табл. 26.3), были опубликованы ранее по крайней мере трижды (Вакег, 1980, рис.
4; 1981а, рис. 6.2; 1981Ь, рис. 7), я каждый раз Бэкер приводил рисунки, на основании которых можно было реконструировать исходные данные. Используя их, мы рассчитали тот же средний вектор (е'), длину вектора (г) и вероятность Ч-критерия, приводимую Бэкером (табл. 26.1); были проверены результаты нескольких других опытов Бэкера и правильность его расчетов подтвердилась. В результате мы получили те же самые общие значения второго и третьего порядков (табл.
26.3). Очевидно, что в процессе моделирования на ЭВМ мы использовали точно те же приемы, что и Бэкер (см. примечание 6). Проводя это моделирование, мы однако решили изменить одну переменную, которая, по нашему глубокому убеждению, является весьма важной в реальных опытах на людях. В последнем случае можно отметить ряд факторов, вызывающих смещение распределения, в том числе и тех, на которые обращал внимание сам Бэкер (см. примечание 7). Не исключено, что знание локальной географии (специфической топографии, местной системы дорог), а также звуки и запахи, поддающиеся локализации, н солнечное тепло оказывает слабое влияние на выбор, делаемый испытуемым, и приводит к статистически значимому смещению всего распределения.
На первом этапе моделирования при помощи ЭВМ (Арр!е Мас(пзозй) генерировались случайные «компасные числа» от 1 до 360' (см. примечание 8). Были использованы те же самые количества «испытуемых» и «остановок» в ходе одного опыта, что и в табл. 26.3, и случайные числа обрабатывались так же, как это делал Бэкер со своими данными. На следующих этапах моделирования множество случайных чисел уменьшалось на 10', и проводился тот же самый анализ. Это делалось для того, чтобы имитировать смещение, связанное с тем, что часть испытуемых оценивала направление, выбирая не из полной окружности (360'), а нз ее части.
Всего производилось 110 прогонов программы, имитирующей ситуацию по методу Монте-Карло. Мы осознаем, что ограничение искусственно генерируемых «компасных чисел» дугой, несколько меньшей 360', означает, что эти данные не являются случайными в строго математическом смысле, однако это небольшое отклонение от истинной случайности было необходимо, чтобы смоделировать влияние различных смещаюших факторов. Как отмечено в разд. 2, после определения направления своего перемещения по отношению к исходному пункту на последующих остановках испьпуемые выбирали направление в зависимости от выбора, сделанного на первой остановке, Например, если испытуемый думал, что он был перевезен к югу и выбирал на первой остановке направление на север, н автобус продолжал свое движение в некоем направлении, не совпадающем, по-видимому, с тем, которое вело обратно к первой остановке, то испытуемый выбирал компасное на- 0' О 0' о' 0' о' 0,05 ОР1 0,001 0,0001 й а,аооо5 « и О,ООООО! с и « Ю О Ю «0,0000005 ЗБО З«О' З20' ЗОО' таа' ЗБО' З«О 550' ЗОО' 200' Рис.
29.3. Результаты моделирования с помощью метода монте-карло опытов по ориентации, описанных в табл. 26.3, в основу которого положены не реальные данные, а случайные чясла. А. Задача этой модели-иследовать влияние объединения подверженных смещению данных при анализе второго порядка («уровень 2», как зто обозначено в табл. 26.3).
Независимой переменной в этой модели является дуга, внутри которой индивидуум делает свои оценки направления. Очевидно, что при выборе внутри дуги, равной 360', оценки являются случайнымн,но при уменьшении дуги до 320' оценки откдоняются от случайности (как показано на диаграмме вверху, дуга возможных значений имеет центр около 0', а исключенных значений — около 180') (незащтрихованные участки). Для каждой из 9 дуг (от 270 до 350') было сделано по 10 прогонов программы, а для дуги 360" — по 20 (всего 11О прогонов программм). Обратите внимание, что в одном из прогонов в случае дуги в 360' был получен статистически значимый результат (Р < 0,05), а в случае дуги в 350"-то же было в 2 из 1О прогонов (Р < 0,05). В случае дуги в 330' в большинстве (7 из 10) прогонов программы результат был значимым при Р < 0,00001; такой уровень значимости представляет интерес, так как он близок к тому, который привел Бэкер для своих данных (табл. 26.3).
Б. Те же 110 наборов данных подвергнуты анализу третьего порядка («уровень 3» в табл. 26.3). При сравнении с результатами анализа второго порядка (в А) видно, что анализ третьего порядка, по-видпмому, еще более подвержен влиянию небольших смещений, эффект которых в этом случае усилен. Из этой модели следует, что смешивание данных, не являющихся независимыми (как делал Бэкер), усиливает любые смещения при использовании анализов второго н третьего порядКа, и это приводит к статистической значимости результата даже тогда, когда исходные «данные» представляют собой случайные числа.
Детальное обсуждение этих вопросов содержится в тексте. 29. Хоминговая ориентация человека правление на вторую остановку, которое не было истинно случайным по отношению к его выбору на первой остановке. Иначе говоря, на второй остановке он производил выбор не из всех возможных направлений внутри окружности (т.е. дуги в 360'), а из несколько меньшего набора возможностей (т.е. дуги в 270 илн 300'). Если это справедливо, то возникает вопрос-в какой мере это небольшое отклонение может повлиять на результат статистической обработки, когда смешиваются данные многих остановок? Оказывается, влияние этого фактора было очень велико.
Из графиков, приведенных на рис. 29.3 можно видеть, что хотя выбор направления на данной остановке лишь незначительно связан с его выбором на предыдущей остановке, тем не менее суммарные результаты второго порядка являются почти всегда статистически значимьпии с вероятностью 0,05. На рисунке видно, что при уменьшении дуги на 20' (до 340') преобладают возможности случайного выбора, но если дуга составляет 330', то уровень значимости выбора будет близким к рассчитанному Бзкером в его исследованиях (Р < 0,00001; см.
табл. 26.3). На основании этого анализа мы приходим к заключению, что принимаемое Бэкером «слабое, но значимое» доказательство в пользу компасных реакций человека может вызываться отнюдь не наличием компасного чувства. Действительно, такие же значимые результаты могут быть получены благодаря кумулягивным эффектам очень слабых смещаюших факторов, воспринимаемых испытуемыми во внешнем мире, в условиях, когда выборка достаточно велика. Очевидно, что наличие компасного чувства у человека еще не доказано и для этого необходимы дополнительные исследования.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
