Диссертация (1136540), страница 22
Текст из файла (страница 22)
Частотные распределения размеров среди членов ансамблей вразличных экспериментальных условиях; А – эксперимент 2А, Б –эксперимент 2БТаким образом, эксперименты 2А и 2Б, взятые вместе, обеспечивалиортогональность манипуляций с регулярностью и диапазоном вариации.Процедура. Процедура была идентична для обоих экспериментов.Испытуемые усаживались на расстоянии около 70 см от экрана.
Каждая пробаэксперимента начиналась с предъявления черного фиксационного креста вцентре серого поля в течение 500 мс, после которого на 1000 мс предъявлялсяосновной стимул – набор (ансамбль) белых кругов. Сразу по117окончаниипредъявления испытуемому в центре экрана показывался горизонтальный ряд,состоящий из четырех кругов, постепенно возрастающих или убывающих поразмеру (шаг между размерами двух соседних кругов составлял 0,1°). Один изэтих кругов всегда был равен среднему размеру для только что показанногоансамбля, причем он мог с равной вероятностью занимать одну из четырехпозиций в тестовом ряду. Задача испытуемого состояла в том, чтобы выбрать,какой из четырех кругов, на его взгляд, равен среднему, для чего он долженбыл нажать на одну из четырех заранее отмеченных кнопок клавиатуры.
Кругипредъявлялись до момента нажатия на кнопку ответа или исчезали сами, еслиответ не был дан в течение 7 с. Эта процедура несколько отличалась отпроцедуры подравнивания А. Маршана и коллег. На наш взгляд, нашапроцедура имеет ряд преимуществ. Во-первых, она связана с одновременнымпредъявлением всех возможных альтернатив, что снижает временные эффектыугасания и интерференции в рабочей памяти, связанные с последовательнымподравниванием. Во-вторых, оно дает большой диапазон возможныхальтернатив для ответа, количество которых, тем не менее, не превышаетограничений объема зрительной рабочей памяти [Cowan, 2001; Alvarez,Cavanagh, 2004].Каждое из экспериментальных условий было представлено 16 пробами.Общее количество проб, таким образом, включал в себя 2 типа ансамбля(регулярное, нерегулярное) × 3 количества объектов (4, 8, 16) × 3 размерасреднего (1,4°, 1,5°, 1,6°) × 16 проб = 288 проб.
Все они были разделены на триблока по 96 проб, между которыми испытуемые могли сделать перерыв. Передначалом основных 288 проб испытуемые также проходили короткуютренировочную серию из 18 проб, результаты которой не учитывались прианализе результатов.В качестве зависимой переменной рассматривалась величина абсолютнойошибки в оценке среднего, которая рассчитывалась как модуль разностимежду размером выбранного тестового круга и средним размером дляпредъявленного ансамбля. Например, выбор тестового стимула, равного118среднему, рассматривался как нулевая ошибка, а выбор тестового круга,величина которого на 0,2° больше или меньше среднего, рассматривался какошибка, равная 0,2°.2.2.1.2. Результаты и обсуждение экспериментов 2А и 2БАнализ результатов состоял из двух этапов. На первом этапе необходимобыло удостовериться, что испытуемые действительно способны к зрительномуусреднению.
В этом случае они должны выбирать ответы ближе к среднемуболее часто, а ответы, далекие от среднего более редко, по сравнению суровнем случайного угадывания. Для этого мы сравнили исходные частотывыборакаждойпредсказаннымикатегорииответаправилами(сучетомзнака)счастотами,случайноговыборапутеммногократногоприменения одновыборочного t-критерия к каждой категории ответа.Посколькучастотавстречаемоститестовыхстимуловсразличнымотклонением от среднего была разной на протяжении эксперимента (например,отклонение 0° встречалось в тестовой последовательности всех проб (100%),±0,1° - в 75% проб, ±0,2° - в 50% проб, а ±0,3° - в 25% проб), то вероятностьслучайных угадываний (которая в случае четырех категориальной системыответов равна 0,25) была скорректирована для каждой категории ответов.Таким образом, сравнение эмпирических частот производилось по отношениюк уже скорректированным вероятностям случайных угадываний.На втором этапе производилась оценка экспериментальных эффектов спомощью внутрисубъектного двухфакторого дисперсионного анализа.
В числофиксированных факторов вошли регулярность и количество объектов. Анализпроизводилсядлясырыхданных(исходногораспределенияответов,полученных в ходе эксперимента) и для скорректированных данных (вкоторых исходные распределения выборов испытуемых корректировались сучетом не равной вероятности встречаемости той или иной категории впредлагаемых тестовых рядах).По результатам Эксперимента 2А, мы обнаружили, что испытуемые119выбирали круги с отклонениями 0° и ±0,1° значимо чаще, а круги сотклонениями ±0,2° и ±0,3° значимо реже, чем вероятность случайныхугадываний (p<0,001, рисунок 10 А), что свидетельствует о том, что в целомони действительно склонны были различать, а не угадывать средний размер.Придисперсионноманализескорректированныхданныхбылообнаружено, что общая величина ошибки в регулярном условии ниже, чем внерегулярном (F (1, 24)=7,00; p=0,014, η2p=0,225), что согласуется срезультатами А.
Маршана и соавторов. Эффект количества объектов такжеоказался значимым (F (2, 48)=7,70; p=0,001, η2p=0,244): в целом большиемножества усреднялись менее точно, чем маленькие.Рисунок 10. Результаты Экспериментов 2А и 2Б. А) и Г) распределениявероятностей ответов с определенным значением отклонения от среднего вЭкспериментах 2А и 2Б (горизонтальными линиями показаны вероятностислучайных угадываний); влияние типа ансамбля и количества объектов навеличину абсолютной ошибки: Б) Эксперимент 2А, скорректированные данные;В) Эксперимент 2А, сырые данные; Д) Эксперимент 2Б, скорректированныеданные; Е) Эксперимент 2Б, сырые данные.
Столбики ошибок соответствуют±1 ст. ош. Среднего.Дальнейший анализ показал, что этот эффект обеспечивается в основном120за счет нерегулярного условия (F (2, 48)=6,86; p=0,002, η2p=0,222; рис. 6Б); врегулярном условии этот эффект оказался незначимым (F (2, 48) =1,60; p >0,1, η2p = 0,058; смотри рисунок 10Б).Анализ сырых результатов дал схожие результаты: значимыми оказалисьглавные эффекты типа ансамбля (F (1, 18)=5,91; p =0,23, η2p =0,197) иколичества объектов (F (2, 48) =6,86; p=0,002, η2p=0,221).
Как и в случае соскорректированнымиданными,последнийэффектобеспечиваетсянерегулярным условием (F (2, 48) = 6.52; p = 0.003, η2p = 0.213, рис. 10 В).Полученныерезультатывоспроизводятэффекты,полученныеА.Маршаном и коллегами в сходных экспериментах. Основной эффектзаключается в том, что в регулярных ансамблях величина ошибки усредненияне меняется при изменении количества предъявляемых объектах, но зато онаувеличивается при предъявлении нерегулярных наборов.Результаты Эксперимента 2Б были также подвергнуты двухэтапномуанализу. В результате сравнения эмпирических частот выбора ответов суровнями случайных угадываний мы обнаружили картину, в целом сходную сЭкспериментом 2А: испытуемые выбирали круги с отклонением от среднего в0° и ±0,1° значимо чаще, а круги с отклонениями +0,2° и ±0,3° значимо реже,чем предсказывает уровень случайных угадываний (p<0,001; рис.
10Г).Единственным исключением был вариант с отклонением “-0,2°” от среднего,частота выбора которого не отличалась от случайного уровня. Эти результатыдают основание считать, что испытуемые скорее действительно усреднялиразмеры ансамблей, чем просто угадывали.По результатам дисперсионного анализа, главный эффект типа ансамбляоказался значимым (F (1, 24) = 4,71; p = 0,040, η2p = 0,163) за счет того, чтоошибка в регулярном условии была чуть выше, чем в нерегулярном (смотририсунок 10 Д).
Отметим, что этот результат прямо противоположен тому,который был получен в Эксперименте 2А и ранее в исследовании А. Маршанаи коллег. Однако при анализе сырых данных этот эффект не достиг уровнязначимости (F (1, 24) = 3,71; p = 0,066, η2p = 0,134; рисунок 10 Е), что не дает121нам полного основания считать эффект регулярности в Эксперименте 2безусловно значимым. Однако значимость этого эффекта будет подтвержденав Эксперименте 2В. Дисперсионный анализ также не выявил значимыхэффектов количества объектов ни в скорректированных (F (1, 24) = 1,02; p >0,1, η2p = 0,040), ни в сырых данных (F (1, 24) = 1,35; p > 0,1, η2p = 0,052).Раздельный анализ показал, что величина ошибки действительно не меняется сколичеством объектов ни в регулярном (скорректированные данные: F (2, 48)= 1,95; p > 0,1, η2p = 0,062; сырые данные: (F (2, 48) = 1,12; p > 0,1, η2p = 0,063),ни в нерегулярном условии (скорректированные данные: F (2, 48) = 0,68; p >0,1, η2p = 0,003; сырые данные: (F (2, 48) = 0,067; p > 0,1, η2p = 0,003).Напомним,чтопринципиальнымотличиемЭксперимента2БотЭксперимента 2А была стабилизация диапазона вариации размера вансамблях.
Это различие привело и к важному различию в результатах. Так вЭксперименте 2А с увеличением нерегулярности увеличивался диапазонвариации и, как следствие, росла величина ошибки, то в Эксперименте 2Б пристабильном диапазоне прирост регулярности не давал увеличения ошибки.Этот результат не может быть объяснен с позиций гипотезы о выборочнойоценке, предложенной А.
Маршаном и коллегами, которая рассматриваетстепень регулярности в качестве решающего фактора точности усреднения.Для проверки того, как манипулирование диапазоном вариации междуэкспериментами повлияло на ошибку усреднения, мы произвели парныесравнения по t-критерию для всех одноименных условий этих двухэкспериментов.
Мы обнаружили, что величина ошибки была ниже во всехусловиях 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. В совокупности с обозначенным выше результатом оботсутствии роста ошибки под влиянием степени регулярности, данный122результат дает нам основания предполагать, что ограничения точностизрительногоусреднениясвязанынестолькособъемомвыборки,анализируемой зрительной системой, сколько с общей вариативностьюпризнака в ансамбле.Особенно важным в этой связи представляется еще один результатЭксперимента 2, который показывает, что величина ошибки в регулярномусловии может быть даже больше, чем в нерегулярном, если это регулярноеусловие представлено только экстремальными значениями признака – в нашемслучае, самыми маленькими и самыми большими объектами.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
