Автореферат (1136539), страница 4
Текст из файла (страница 4)
Этот результат можно рассмотреть с точкизрениядругогоглобальногостатистическогоотношения:признаки,находящиеся на краях распределения являются наиболее вероятнымикандидатаминароль«статистическоговыброса»,т.е.объекта,непринадлежащего типичным представителям ансамбля. Такой “выброс” сменьшей вероятностью войдет в устойчивую группировку и с большейвероятностью будет сегментирован.В параграфе 2.2 «Вариативность признаков как фактор перехода отгруппировки к сегментации» описывается экспериментальное исследованиевлияние характеристик распределения признаков, таких как вариативность иформа распределения признаков, на процессы группировки и сегментацииэлементов множества.Исследование базируется на результатах А. Маршана, Д.
Саймонса и Я. ДеФокерта (2013), которые показали, что точная оценка среднего осуществляетсяс использованием стратегии отбора ограниченной подвыборки элементов измножества. В задаче зрительного усреднения размера они варьироваликоличество уникальных элементовв наборе – регулярность множества, ипоказали, что в нерегулярном наборе (4, 8 или 16 уникальных объектов)точность усреднения снижается по сравнению с регулярным (всего 2 размераобъектов, близких по размеру к среднему и друг к другу).
Авторы19предполагают, что в регулярном наборе проще отобрать репрезентативнуюподвыборку для оценивания, чем в нерегулярном. Однако, недостаточныйконтроль вариативности размеров в экспериментальном дизайне привел к тому,что регулярные и нерегулярные условия отличаются не только количествомуникальных объектов, но и диапазоном вариации размера. Регулярноемножество всегда менее вариативно, чем нерегулярное.
Возможно, именновысокая вариативность объектов в ансамбле привела к более слабойгруппировке, и оказала влияние на точность усреднения.Мы проверили предположение о роли вариативности признака в прочностиперцептивной группировки (эксперименты 2А и 2Б), а также оценили влияниегладкости распределения (наличия в распределении промежуточных значенийпризнака) на процесс сегментации (эксперименты 2В).Эксперимент 2А направлен на воспроизведение результатов А. Маршана иколлег на нашей экспериментальной установке. В эксперименте 2Б мывариативность размеров в ансамблях, взяв за основу регулярного множестваобъекты двух типов – но не близкие к среднему, а наоборот, являющиесякрайними в наборе. В Эксперименте 2В мы варьировали еще и формураспределения, через изменение его гладкости: множество состояло толькообъектов максимального и минимального размеров, или же в ансамбле вместе ссамымикрупнымиимелкимиобъектамибылидобавленыобъектыпромежуточных размеров, при этом количество объектов в ансамбле былопостоянным.Методика исследования была сходной для всех трех экспериментов.
Каждаяпроба начиналась с предъявления фиксационного креста в центре серого поля(500 мс), далее предъявлялся основной стимул – набор белых кругов (1000мс). Ответ о среднем в ансамбле наблюдатель давал при помощи четырехальтернативного выбора. Общее количество проб в каждом эксперименте равно288.20В качестве зависимой переменнойво всех экспериментах используетсявеличина абсолютной ошибки в оценке среднего (модуль разности междуразмером выбранного тестового круга и истинным средним размеромансамбля).Рисунок 3. Результаты Экспериментов 2А, 2Б и 2В (по данным с поправкойна вероятность угадывания) А) Эксперимент 2А; Б) Эксперимент 2Б; В)Эксперимент 2В.
Столбики ошибок соответствуют ±1 ст. ош. среднего.Анализданных проведен с помощью двухфакторного дисперсионногоанализа в программном пакете SPSS.В эксперименте 2А общая величина ошибки усреднения в регулярномусловии ниже, чем в нерегулярном (F =7,00, p=0,014), эффект количестваобъектов значим (F =7,70, p=0,001). Эффект обеспечивается в основном за счетнерегулярного условия (F=6,86, p=0,002; рис. 3А); в регулярном условии этотэффектоказался не значимрезультатыэксперимента2А(F=1,60, p>0,1; рисунок 3А). Полученныевоспроизводятэффекты,полученныеА.Маршаном и коллегами в сходных экспериментах.В эксперименте 2Б главный эффект «Типа ансамбля» значим (F=4,7,p=0,04), ошибка в регулярном условии чуть выше, чем в нерегулярном(рисунок 3Б).
Этот результат прямо противоположен тому, который былполучен в эксперименте 2А и ранее в исследовании А. Маршана и коллег.Значимых эффектов количества объектов не обнаружено (F= 1,02, p>0,1).Раздельный анализ показал, что величина ошибки действительно не меняется с21количеством объектов ни в регулярном (F= 1,95, p>0,1), ни в нерегулярномусловии (F=0,68, p>0,1).В эксперименте 2Б при стабильном диапазоне вариативности прирострегулярности не давал увеличения ошибки, что не может быть объяснено сточки зрения выборочной оценки при усреднении. При должном контроледиапазона вариативности регулярность сама по себе не оказывает влияния наточность усреднения.Парные сравнения по t-критерию для всех одноименных условийэкспериментов 2А и 2Б показали, что величина ошибки среднего была ниже вовсех условиях Эксперимента 2А, по сравнению с аналогичными условиямиЭксперимента 2Б (p<0,05), за исключением нерегулярного условия с 16объектами, которое было физически идентично в двух экспериментах.
Такимобразом, мы обнаружили, что диапазон вариации устойчиво влияет наточность усреднения: высокая вариативность объектов в наборе затрудняетобразование устойчивой группировки.Для понимания этого вывода важными являются результаты эксперимента2В. Влияние формы распределения, которая регулировалась с помощьюдобавления «промежуточных» категорий объектов в наборе, оказалосьзначимым (F= 11,6, p< 0,001), что указывает на то, что форма распределенияпризнака имеет большое значение в процессе группировки и сегментациимножеств. Множество с низкой вариативностью, как и множество с высокойвариативностью и высокой гладкостью распределения могут быть помещеныпод кривую одного распределения признака, что приводит к устойчивойгруппировке.Если же вариативность высокая, а гладкость распределения не соблюдается,группировка ослабевает.
В определенных случаях, как например, в условии смножеством, состоящем из двух крайних значений признака, поместитьраспределение признака под одну кривую невозможно – группировка22распадаетсяипроисходитсегментацияодногомножестванадваподмножества, что ведет к падению точности усреднения [Utochkin, 2015].Параграф 2.3 «Группировка, основанная на сочетании распределенийдвух признаков» посвящен проверке предположения о том, что статистическаярепрезентация ансамблей и строящаяся на ее основе перцептивная организациямогут эффективно управляться, по крайней мере, некоторыми сочетаниямираспределений двух признаков. Оценивается роль совместного влияния двухпризнаков на точность оценки среднего размера как меры силы группировкивнутри ансамбля.Эксперименты 3А и 3Б основаны на одновременном варьированииуглового размера и видимой удаленности множественных объектов длядостижения эффекта константности видимого размера.применяемчтобыпроверить,приводитлиЭтот эффект мыизменениебинокулярнойдиспаратности множественных объектов к соответствующему сдвигу в оценкахсреднего размера.
Устойчивая оценка среднего в разных условиях удаленностиозначает, что среднее рассчитывается только по одному признаку – угловомуразмеру, и группировка строится только на основе этого признака.Эксперимент 3А был направлен на проверку общего предположение о том,что наблюдатели действительно используют стереоскопическую информациюоб удаленности при оценке среднего размера элементов в ансамбле.Эксперимент 3Б являлся основным для проверки гипотезы о группировке:соотношения зрительных углов и кажущихся удаленностей варьировались вразных направлениях, влияя, таким образом, на уровень вариативностикажущихся размеров.Методики экспериментов 3А и 3Б схожи (Рисунок 4.).
Для варьированиякажущейся удаленности через диспаратность использовано стереоскопическоепредъявление стимулов (с помощью зеркального стереоскопа). Стимульныйматериал –стереопары, на которых изображены элементы ансамбля – круги23белого цвета, равномерно распределенные на сером фоне на невидимойокружности с центром в точке фиксации.
Каждый элемент ансамблярасполагался на одной из восьми позиций, начиная от 0 градусов с шагом 45градусов.Стереоэффектдостигалсяпутемотносительногосмещенияизображений одного и того же объекта по горизонтали на правом и левомизображении стереопары.Рисунок 4. Стимуляция к экспериментам 3А (А, Б) и 3Б (В, Г) (примерноеотображение): А – стереопары на плоскости, стрелками отмечен сдвиг каждогообъекта относительно точки фиксации (А1 – передняя плоскость; А2-контрольное условие; А3 – задняя плоскость); Б – стереопара и тестовый круг,как их видит наблюдатель (Б1 – передняя плоскость; Б2 - контрольное условие; Б3 – задняя плоскость; Б4 – тестовый круг всегда предъявляется в условиях,идентичных контрольному условию ); В – стереопары на плоскости, стрелкамиотмечен сдвиг каждого объекта относительно точки фиксации; Г – стереопараи тестовый круг, как их видит наблюдатель, жирными линиями помеченыкруги, отображенные на соответствующей удалённости.В экспериментах 3А и 3Б наблюдатель должен был дать оценку среднегоразмера предъявленного множества помощью подравнивания тестового круга,который всегда предъявлялся в плоскости, совпадающей с точкой фиксации,т.е.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
