автореферат и диссертация по психологии 19.00.02 для написания научной статьи или работы на тему: Психофизиологический механизм классификации сигналов человеком

Автореферат диссертации по теме "Психофизиологический механизм классификации сигналов человеком"

российская акадешя наук иютигут иишлогии

Кз правах рукописи

ЛЭООРОЯ ДШГ. РИЛ ВАСИЛЬЕВИЧ

ПЗИЖ^ОИОЛЭПЯЕСШ ИШКШ классиешции сижгов челэзекои

19.00.02 - психофизиология

АВТОРЕФЕРАТ

диссертации ва соискание ученой степени кандидата психологических наук

нэсква 1992

''V

/ / Л -У /, > -

Работа выполнена а Тйстптуте психологии РАЕ

Научный руководитель

Доктор биологических наук, профессор ЛгСедев А.Е

Официальные оппоненты:

Доктор психологических наук Александров В. Я Кандидат психологических паук оше В. К

Бедуп;дя организация: ШсковскиА Государственный Утшерсиге

состоится ..**.............. 1992 в .... час. я

васедании специализированного совета К 002.31.01 по эацнт диссертаций на соискание ученой ' степени кандидата гаук пр Институте психологии Российской Академии Шук по адресу: 1293Г ~ г. иьсква, ул. Ярославская, д. 13.

С диссертацией ыош ознакомиться в б1!блиотеке Институт психологии РАН.

Автореферат разослан . . 1?"^

ученый секретарь специализированного совета кандидат психологических наук

к а Рябов

1. Общая характеристика работы.

Лобой живой 'зганиэм, от простейших до человека, вынужден выби; уть, оценивать , решать. Психический процесс, в результате которого вырабатывается сравнительное суждение, и на его основе происходит классификация сигналов человеком, является одним из основных в функционировании психики. Что собой представляет процесс классификации, по ю«шм алгоритмам работает? Статных данных много, но психофизиологической теории не сугдэствует.

При рассмотрении вопросов связанных с переработкой информации, часто фигурирует некий "компаратор", как черный ящик, содержимое которого не доступно анализу (Dehaene, 1Э89). (Цдея о том, что сравг'ние "вляется элементарной операцией частично' происходит от компьютерной метафоры психики. Разработчики шмпыоте-ров сделали так, что операция сравнения является одной иа самых элементарных и быстрых операций. Ко является ли способность человека сравнивать такой же примитивной, или она иэлет быть расчленена на более мелкие с ставлящие?

За последние 20-30 лет было выполнено много экспериментов, гтавившЬс своей целы) проникнуть в тончайше детали механизма классификации (Bagnara,19S3; Jain'^son, Petrusio,19?5;№rril, Bairu 1987; Мзуег, Landauer, 1967;Dehaene, 1989,1990 и др.). Накоплена масса данных, разработаны теоретические модели этого процесса. И все же, имеются две причины, побудившие нас взяться за исследование механизма классификации.

Пзрвая состоит в той, что наблвдается избыток описательных, чисто пси: г.гических, моделей процесса классификации (наиболее известна "раоличительная" модель Jamieson и Petrusio (1975), но. практически, отсутствует объяснения наблюдаемых феноменов, с

- г -

учетом реальных физиологических механизмов классификации.

Вторая причина, обусловившая наш интерес, связана с достижениями когнитивной психофигиологк современного периода ,(Лцра-нов, 1972; Лэбедев, 1977, 1992;Бехтерева, 1980; Соколов, 1981). Работы А. К Лебедева и сотрудников (Бовин, 1982; Артеыеико, 1985; Е К. Оше, 1988; Князева, 1987; Мальцева, 1989; Мэскаленко, 1989), подсказали мысль о той, что в основу процесса кдассифи"Ч-цш! могут быть подобны закономерности периодических процессов мовга, ритмика электроэнцефалограммы.

В основа собственной модели механизма классификации мы положили идею циклического вовлечения образов памяти в ..оцесс сличения. До сих пор многие психологи придерживались идеи последовательного сличения стимулов и образов памяти. Например, широко известная концепция С. Стернберга (1969). Однако, гипотеза о циклической повторяемости операций .личения, до сих пор, ни экспер.шентально ни теоретически не разрабатывалась применительно к процедуре классификации сигналов. Она и послужила основой нашего исследования.

Цель нашей работы состоит в том, чтобы разработать психо£ экологическую модель механизма процесса класси£..кации, проверить ее экспериментально и объяснить накпленные в . сихологии данные.

Сформулируем основные задачи исследования:

- проанализировать сущэствуьдие психологические под:, оды к проблеме механизма" классификации и выбрать наиболее яркие эмпирические закономерности для последующего психг"токологического

'анализа их происхождения.

- на основе анализа нейрофизиологических представлений о периодических процессах мозга разработат* собственную моделг механиэ-

!

иа классификации и,выявить психологические следствия из модели.

- подвергнуть модель экспериментальной проверке и объяснить основные психологические феномены классификации.

- найти новые, предсказываемые модельс, феномены и объяснить та про-—хождение.

Научная новизна работы отражена в положениях выносимых нг» защиту.

1. Основой субъектигной ^ассификации стимулов является процесс дискретного сличения образов памяти с поступающими сигналами. Дискретность обусловлена периодичностью сп. ;мньпс нёй-ронных процессов.

2. Обрзэы памяти вовлекаются в процедуру сличения последовательно, упорядоченно, циклически.

3. Брей? классификации является функцией от взаимного' положения двух образов, воспринимаемого стимула и эталонного стимула (стандарта) в ряду последовательно активизируемых образов памяти, причем именно образ воспринимаемого стимула, а не стандарта разделяет цепь образов на классы. Это ключевое положение нашей модели. .

4. Экспериментально выявлены предсказанные моделью новые феномены: вреда классификации меньше чей время селекции при равных объективных алфавитах, стандартное отклонение среднего вре-мег :i реакции имеет минимальное значение при симметричном расположении стандарта в ряду стимулов, функция распределения времени реакции в задачах на классификацию является прерывной. Мэдй.л объясняет известные в психологии феномены (эффект расстояния, эффект соответствия, аффект величины)

Апрт^'цы работы. Основные результаты диссертации докладывались и осуждались на: заседаниях лаборатории психофизиологии ИП АН ССС: (1989, 1989, 1990, 1991, 1992); научно-методических

сешшарах кафедры психологии труда и инженерной психологии Ярославского Государственного Университета (1991, 1S92); VII Всесоюзном съезде Общества Психологов СССР (Москва, 1989); V и VI Областных научно-практических конференциях шл-^ых ученых и специалистов (Ярославль, 1938, 1S90). Научной конференции посвя-цэнной 20-летив ЯрГУ (Ярославль, 1991)

Структура работы. Диссертация состоит из введения, трех глав и заключения. Содержит 29 рисунков, 18 таблиц.

Из материалам диссертации опубликовано 5 работ.

2. Содер ание ра.' ты.

Классиф}!кация - определяется '.зк психический процесс отнесения единичного объекта, события к некоторому классу, в качестве которого могут выступать вербальные и невербальные значения, символы, сенсорные эталоны, социальные стереотипы. В более узком сшсле, классификация относится к одному конкретному типу экспериментальной задачи (Dehaene, 1389), когда стимул необходимо относить к категории "меньших" или "больших" в сравнении с фиксированным, удерживаемый в памяти, стандартом. Учитывается скорость и точность ответа. Существует так же селекция, в результате которой испьпуемш определил, какое из пары чисел больше или меньше другого. Учитывается так же время и безошибочность этой операции.

В последние годы было выполнено иного ге..ледований, ставив-тих своей целью расчленить на отдельные атомарные операции сам процесс сравнения, лежащий а основе классификации. Среди них эксперименты на сравнение цифр (Мэуег, Landayer 19В7; Restle 1970), сравнение двузначных чисел (Dehaene, Du* jux, Meh---r 1990;

Hinrich, Urko, Hu 1981), сравнение размеров объектов, выраженных через наименования (Holyoak 1977; K-sslyn, Murphy, Bemesderfer, Feinstem 1977; Moyer 1973).

Были обнаружены и описаны главнью эффекты, возникающие при решении задач на классификации и селекцию. Пэрвый - это эффект расстояния (distanoe effect). ILрзлается в том, что время реакции убывает по мере увеличения разницы между сравниваемыми стимулами. Чем больше отличатся предъявляемый сигнал о' удерживаемого в памяти эталона, по какому-то признаку, тем быстрее и безошибочнее реакция человека в задачах классификации и селекции. Впервые эффект описан Шуег и Landayer в 1967 году (Мэуег, Landayer, 1967). Позднее повторен в экспериментах Baaks, Fujii, Kayra-Stuart 1976; Buckley, Gillran 1974; Parkman 1971; Seöuler, Mierkiewicz 1977; Seculer, Rubin, Armstrong 1971j. Эффект расстояния присущ нэ только задаче сравнения одиночных цифр, но иуеет место в случае сравнения двузначных чисел ( Dehaene et al. 1990; Hinrlch et al. 1981, Restle 1970), сравнен:тл длин линий (Johnson 1939), сравнения массивов точек (Buckley, Gillman 1974), сравнения размеров объектов (Holyoak 1973; Козз1уп et al. 1977; toyer 1973). Этот эффект не имеет физиологического объясни чия.

Второй эффект - взаимодействие между расположением оцениваемой пары стимулов вдоль одной из осей субъективного пространства и направлением суждения был назван Audley и V3llis (1984) -"Cross-over-effect" (СОЕ) или эффект соответствия (cor.gruity effect) (Piinks et al., 1976). Суть эффекта в том, что время требуемое испьгуемому для того чтобы вынести суждение о том какой из двух стимулов больше или меньше, является функцией от двух аргументов. Пэрвьй г -умент - направление суждения, а второй по-

вшц'л стимула на рассматриваемой Оси (Shipley, Со ft in, Hadseil 1045). Например, чей более нравятся цвета тем быстрее будет выбран более понравившийся, и наоборот, из нелюбимых цветов быстрее выбирается наименее любимый.

В еадачах на селекция выделен эффект минимума (minimum effect) (Banks et al., 1976; Buckley, Giliman, 1074; Parkman, 1971): для равных дистанций между стимулами время реакции "Лм меньда чей we hi се оба спаула. Хотя, принято и другое название его - эффект величины (magnitude effect) и на наш взгляд является более к' "ректньо/ Цришр проявления этого эффекта возникает в том случае когда обнаруживается, ч*о время затрачивав. je на ыбор иэ пары чисел меньшего, энач-тедъво меньше в случав если это будут 3 и Б, чем в случае Б и 7. Шчему так происходи, ясных представлений, тем более, опирающихся на физиологические данные, не существует.

Наиболее известные психологические модели процесса сравнения (Audley, 1961;- Clark, Carpenter, Just 1973; Jamieson, Petrusio, 197S; Dehaene, 1989), несмотря на тщательное .лисание регистрируемых феноменов, не способны объяснить происхождение ос всех и, как правило, не опираются на сколь-нибу^ь реальный физиологический механизм.

В основу нашей шдели механизма классификации легло одно иэ основных положений теории нейронного кодирования образор оперативной памяти, ' развиваемое А.Н. Лебедевым " сотрудниками (Лебедев, 1977, 1985, 1992; Цальцева, 1989; иэскалеш.., 1969), о циклическом изменении уровня агаивированности образов оперативной памяти в Процессе сличения с кодом воспринимаемым образом. Длительность цикла сменяемости доминир.ааят обглэов оп-лделяется по длине одиночных' вере :ен Т регистрируемых на элекгрознцефалог-

- 7 -

¡хвое в полосе частот апфагрятма:

1-Ш,

где Я - относительная разность между периодами альфа-колебаний, (явная, согласно опытным данным, одной десятой от их среднего значения

С таким периодом сменяется и вероятность того, что в случайный момент времени будет доминировать определенный образ. С периодом биений связана величина переменной задержки опознания предъявленного образа.

Сам акт опознания происходит в момент совпадения волнового пода образа ожидаемого сигнала, л волнового кода поступившего извне , или хранящегося в прошжуточном регистре образа. Црл »впадении, в момент предъявления стимула, центральная задержка в опознания, будет равна нули, поскольку, оба события, доминирование ожидаемого образа и поступление внешнего сигнала, совпадут по времени. Такое совпадение может быть только случайным в саду независимости и несинхронности атих двух событий, а вероятность совпадения выражается формулой:

Р-К1-Ю/М,

где М - количество единиц субъективного алфавита, составляющего эбъем оперативной памяти. Вероятность несовпадения угоров волн равна 1-р. Средняя задержка будет составлять половину той части периода биений, в которой доминирует образы не совпадающие с предъявленным я выразится формулой:

гср.-о.БТ(1-р).

2 учетом полного набора вероятностей р и 1-р среднее значение мдерхкя ио» выразить таю

1ср. «О, БТ(1-р) (1-р). Справедливость приведе шх формул была проверена многократно при

расчете скоростных характеристик восприятия (Бовин, 1982; Кондратьева, 1985). Хзгпка работы оперативней пашти, выраженная в рассмотренных фор^лах, 0та положена в основу построения собственной психофизиологической модели процесса "лассификации.

Ео второй главе детально рассматривается предлагаемая психофизиологическая модель классификации.

Модель базируется на трех положениях. Первое состоит в что образы памяти, декаде в основе функционирования процесса сличения, вовлекайся в процедуру сличения последовательно, упорядочении. ,'порядоч лность определяется совместным влиянием инструкция и прошлого опыта.

Второе положение состоит в сле^/гщэм. Если задается стандарт, с учетом которого должно произойти упорядочение образов, на два класса, Солысе и данызе стандарта, то предполагается, что в волновом коде образов, когорыг больше стандарта, появляется некий признак принадлежности образа.этому классу. У образов альтернативного класса появляется ссой особый признак. В обоих случаях признак не несет в себе каких либо указаний на степень близости к стандарту. Реальной физиологической основой такого выделения признака принадлежности к классу может быть видоизменение волнового кода, соответствущэго ¿бразу, в определенной его части, что не противоречит г "годным представлениям теории нейронного кодирования а аналогично выделешш "критические .сомпо-неытов" (Соколов, 1960}, за счет чего, в дальнейшем, возможно существенное сократила времени опознания, так ьак сравниваться будут не образы целиком, а их части. Ш логике юделп, процесс размотки, существенно, короче (на порядок) полного периода сличении есох образов паьатп. Такоаи баз: паяй пв;зокачазь..аз сред-

положения.

Третье, последнее, положение яв_.ется ключевым для модели. Суть °го в том, что время классификации является футс^ией от взаимного положения стимула и стандарта в ряду последовательно активизируемых сбрзэоз па1,яти, причем именно образ спгмула, а не стандарта разделяет все образы на „га класса. Стандартным, каждый раз, становится образ стимула/ а заданный по инструкции стандарт классифицируется 410 отношению к стимулу. Кньп. словами, сравнивается не внешня стимул относительно внутреннего образа,' а внутренний образ стандарта относительно поступившего стимула. Только такое предположение позволило нам непротиворечиво объяснить все известные феномены классификации в их взаимосвязи.

Чтобы раскрыть это положение обратимся к конкретному прйме-ру. Представим, для удобства расчетов, что ютх?ство сенсорных альтернатиз, называема так же объективным алфавитом, состоит из восьми сигналов. Это множество, трансформируясь в субъективный алфавит, исчерпывает весь объем оперативной памяти.

Определим задачу испытуемому. Это классификация. Сообщатся, что из оговоренного алфавита сигналов (одноразрядные числа, выраженные десятичными цифрами, от 1 до 8), на чистом экране цисплея компьютера, в случайном порядке будут предъявлены все сигналы по несколько раз. Стандартом служит число 4. Испытуемому необходимо предъявляемый стимул относить либо к классу чисел болыгих чем 4, либо к альтернативному, до четырех.

Пэрвоначзльная логика нашей модели была следующей. Согласно первому пол-^-яию навей модели, постоянно происходит циклическая сйена доминир 'вания образов оперативной памяти. Наглядно это можно изобр~зить в виде диска, разбитого на 8 равных секторов (рис. 1) . Диск врагр тся, символизируя сменяемость доминирова-

них. Один оборот диска (полный цикл оперативной памяти) соответствует периоду биений основных частот альфа-ритма, г тг 1

/\8 1 7 \ вь

1 6 / х.5 ¡¡г

Л к

рис. 1

рир. 2

В соответствии со вторым положением модели, происходит "разштка" содержимого оперативной памяти. Образы, представляющие числа большие стандарта, приобретает признак принадлежности к классу "больших". Ва рисунке (рис. 2) этот признак обозначен вгриховкой (сектора 1,2,3,4). Остальные, незапгрихованные, имеет признак принадлежности к "большим" (цифрам 5,6,7,8).

В случайный момент, относительно доминирования какого-либо образа поступает стимул. В нашем примере, таким стимулом служит цифра "4". Для образа этого стимула, несуцэго а своем коде признак принадлежности к классу "меньших", возможность быть опознанным, как принадлежащим к своему классу имеете;, во ьрем« домини-

роваяия образов 1,2,3,4. 'Предполагается, что образы расположены упорядочение по возрастании. 5йх_дя из времени полного цикла оперативной памяти можно рассчитать, что среднее время задержки классификации "4" будет составлять 1/2 всего цикла оперативной памяти.

НЬ, если следовать тркой первоначальной логике нашей модели и попытаться рассчитать время классификации других стимулов, мы обнаружим, что время классификации не зависит от с .тени близости стимула и стандарта, что противоречит известным опытным данным, не говоря о других.

Решение проблемы возможно, если учесть третье положение напей модели. полагаем, что предъявляемый стимул, например "2", вызывает перераспределение ключевых признаков в кодах образов, осуществляет "переразметку", становясь стандартом (заштриховывается только сектора 1,2). Категория "больших" начинает занимать по времени 0/8 от времени цикла. А "4", бывший стандарт, принимает роль стимула, подлежащего сличению. 3 резулмате "перераз-изтки" , у цифры "4" меняется ключевой признак и она больш не принадлежит к классу "меньших". Поскольку, появление стимула-цифры "2" было случайным по отноиенил к доминированию образов и п. оцесс перераспределения так же был запутан а случайный момент, имеется определенная вероятность того, что цифра "4" будет опознана, как принадлежащая к классу "больших", без задержка. Эта вероятность составляет 6/8. Зная время цикла оперативкой памяти и учитывая, что максимальное время задержки составит 2/3 цикла оперативной памяти, южно рассчитать среднее время задержки опознанк" в реальных единицах времэни.

Теперт допустим, что был предъявлен стимул "3", а стандарт так ие "4". В результате перераспределения ключевых признаков,

вероятность мгновенного опс^ааяия'принадлежности "4" к классу "больЕэс" умёнымтся до 5/8, а среднее врем возрастет. *

Таим образом, сличению подле^гг стандарт относительно поступившего стимула. Просчитав вероятности мгкавеикой кдассифи-кацш для пае а стимулов данного алф' ^ита со стандартом-цифрой "Ч", ь-ы получим распределение времени реакции, соответствующее эффекту расстояния. Чгм ближе величина оцениваемого стимула к стандарту, тем больше вероятность задержки и, соответствен должно быть больсе время классификации.

На первый взгляд, такое положение выглядит искусственным -и не является р: цгональн"ч с точки зрения временных затрат. В самом деле, с позиции традиционных логических представлений про-1 ос классификация имеет минимум двг ^предварительных.этапа.

Первый состоит в том, что воспринимается стимул и происходит актуализация образа этого ст1гмула в памяти.

Второй этап заключается в актуализации образа стандарта. Это может быть восприятие его извне, извлечение и? долговременной памяти и т. д. При наличии двух активирование образов начинается сам процесс классификации.

Ба дело в том, что когда стандарт находится в памяти человека, то надобность во втором этапе отпадает. Ее требуется актуализировать образ стандарта, он ужг актуализирован и находится как бы в "горячем" состоянии. На определенных этапах тренированности испытуемый начинает осознавать то, что он постоянно договаривает про себя стандарт, не дает угаснуть гго образу. В таком случае, стимул попадает на уже подготовленную по-^у. Стимул активизируя релевантный образ, размечает оперативную память, а образ стандарта ужэ в актуализированном состоянии неизбежно присутствует в соответствупцэм классе. Образ ст ндарта I.. требу-

ется помечать для пробы в какой-либо класс, он уз» содержится там до предъявления стимула. Стимул ¿ашь определяет как будет "называться" тот класс, где сейчас находится стандарт, йигицо явная экономия времени и средств. Здесь южно даже вести речь не о смэне ролей; а об изначально другом ¡пс распределении. Таким образом, мы нашли объяснение основному Секомзву в задачах на классификацию, известного как эффект расстояния "distance effect".

•Подтверждением назему объяснении служат данные Р. Еэпарда. Г5>и рассмотрении ситуации сравнения по памяти (это случай классификации с запомненным стандартом); трансформациям обычно подвергается репрезентация стимула, уже находящегося в памяти, а нэ воспринимаемая а данный момент, (цит. по E.U. Величковскому, 1982, с. 525). Шдобные закономерности обнаружены и в экспериментах стернбергского типа

модель не только объясняет происхождение главного явления - эффекта расстояния, но также остальные эффекты.

Еачием с аффекта, соответствия ("Cross-over-effect"). Как уже говорилось, эффект состоит в том, что быстрее выбирается больпий из стимулов если оба стимула принадлежат к больпим и, соотв гственно, меньгай быстрее выбирается из шнышгх. Короче говоря, имеется взаимодействие направленности суждения и величины стандарта.

Просчитав вероятности задерган опознания различных стимулов КЗ набора "1,2,3,4,5,6,7,8" для несимметричных стандартов 2 п 6, мы получим ~?"ейство кривых (рис. 3).

Очевидно, чтс при снеженном вправо стандарте ("6"), для равно-отстояна от него стимулов "5" и "7", вероятность вадерики опознания будет разная, few смэгрняее вправо стандарт, тем кручэ

наглой линии, отраяащэй Вероятность задержки осознания стиму.*а, который больше стандарта (находится справа).

Г ВЕРОЯТНОСТЬ —•— СТАНДАРТ -2 1 ■ЗАДЕРЖКИ -— СТАНДАРТ - А

рис: 3

Соответственно, усиливается и эффект. Аазлогичнгл картина возникает при сшфнии стандарта в меньший (левый) край диапазона. Вэ это ведет к более быстрому опознания меньшего стимула.

Также объясняется эйекг величины. Кроме всего прочего, становятся понятными причины вависим^ти возникновения и выраженности эффекта от того, -акое из чисел в паре принимается испытуемый аа стандарт, что на практике было отмечено Г.Ьаег» (ОеЬаепе, 1889).

До сих сор, мы подвергали налу теоретически} модель лишь логической проверке, которая показала ее непротиворечивость.

Эта проверка позволила так жв предположить с умствование еще трех феноменов, описания и объяснения кото^-дс мы не .¿стрети-

- Iе -

ли я известных нам исследованиях, га исключением последнего, связанного с характером кривой распределения времени реакция в вадаче на классификации.

Первое явление состоит в том, что задача на классификацию, когда испытуемый удерживает стандарт в памяти ' в среднем, будет всегда решаться быстрее чей задача на селекцию, так как при селекции будет требоваться дополнительное время на установление нового стандарта, меюдацэгося в каждой паре.

Второе явление заключается в предполагаемых различных величинах разоросов времени реакции при смегонном и несшщэнном положении стандарта относительно краев всего диапазона субъективного алфавита. Чзи более сыещэн стандарт, тем больше разброс. Вюборот, при макею®"ьной симметричности разброс минимален (см. рис. 3).

Третье, самое главное, явление должно заключаться в том, что кривая распределения времени реакции в задачах на классификацию, несмотря на ее близкую г логарифмической функции .. .рму,

пе будет обладать непрерывным характером. Шскольку в основе поиска и сличения, согласно напей модели, лежит процесс сопоставления дискретных образов, количест? которьи ограничено, то должна наблюдаться ступенчатость в форме кривой распределения, где каждой ступеньке будут соответствовать сходные времена реакции на стимулы объединенные в один субъективный образ. Количество ступенек должно примерно соответствовать количеству единиц оперативной пашти, и должно Сип примерно постоянным для малых и больпггг объективных алфавитов, в том числе и для аналоговых. Необходимо отметить, что поденное явление прерывистости обнаружено м тдательно исследовано ОеЬаепе (ОеЬаепе, Шроих, МеЫег, 1990), но связывается им лишь с ситуацией классификации двузнач;

ййх чисел й ¿С чсняется влиянием способа предъявления чисел (¿есяткча^я поэедионнай скютема счисления}.

Иэдеаь предполагает и определенные злектрофизиологические Ьледствия.

Рассмотрим вопрос о том; какиэ могут быть реальные подт-* верждения справедливости психологической части модели процесса 1ШССИфИКаЦ1Ш.

Как ухе упоминалось в 1 глазе; йогда речь шла о физиологических предпосылках разработки модели, главным фактором, который глобально ЬпредеЛяет время всего цикла оперативной памяти, является Броьй периода биенйй основных частот в диапазоне альфа-ритма кш длина, в&регена. Среднее Ере мл опознания образа; поступив-й»гб кэвн&; Ьпреде^яется; согласно исходным представление теории йбйр&шЬЙэ кодарой&шя образов памяти; как:

где р - вероятность совпадения волновых кодов образов; участвую-150с в сличении; а Т - длина веретена. Т. е. чем больше длина веретена (Т); тем больша; при прочих равных условиях; будет среднее время задержки в ситуации классификации и наоборот.

Рассматривая причину происхождения аффекта расстояния, 'мы оперировали понятием функции зависимости вероятности задержки опознания стимула от положения е: субъективного образа на внутренней скале и симметричности критерия. Ш там же, мы постоянно соотносили понятия вероятности задержи и времени гь^ерхки л видели, что ведут они себя идентично. Разница только в том, что на уровне конкретных значений, при различной длительности веретена, каедая единица вероятности будет наполняться различным временем при сохранении всех пропорций.. Следовательно, если бы у нас имелась возможность у одного и того ха испытуемого произвольно мг-

нять й контролировать период биений' основных частот в полосе альфа-ритма, то ш увидели бы, что чем длиннее веретено, тем более длительное будет среднее время классификации. Нэ, поскольку, такой возможности нет, то'результаты могут быть получены при ре. гистрацгпт ЗЭГ на выборке, где имелись бы лег туемые с различной длиной веретена. Таким образом, должна наблюдаться полокительная корреляция мэхду длиной веретена и величиной среднего времени классификации.

Говоря о длине вербена, необходиш учитывать одну трудность практического характера, связанную с тем, что до сих пор не сущзствует надежного способа для измерения длины веретена. В работе И. В. 1&дьцэвой (1&льцева, 1989) были реаливованы два способа расчета длины веретена: с помогаю визуальной оценки и по приближенной формуле -•T-1/FFR, где F - частота альфа ритма (10 гц), a R - критическая разность периодов альфа-волн, 0.01 с, определенная по пикам спектрограммы. В результате два способа дали разлиную длину веретена у одно-т и того же испытуемого: - 61 с и 0.93 с соответственно. Автор справедливо отмечает, что подобные расхождения связаны с методикой анализа записи ЗЭГ, так как длинны0 веретена в чистом виде встреч? -ся дово^но редко, чац-э они накладывается друг на друга и определить их начало и конец невозможно.

0. Ж. Кондратьева (Кондратьева, 1986) показала, что величина обратная ширине спектра при уровне критерия равном половине величины максимального пика значимо -оррелирует с периодом биений, определенным вручную по записи ЭЭГ. Что дает возможность рассматривать показатель обра:лЫй ширине спектра как коррелят перл-да биений. Таким образом, учитывая относительную несложность и надежность получения параметров спектра каждого испыгуе,

мого, мы предположили, что величина времени классификации должна отрицательно коррелировать с шириной спе> ра.

Третья глава посвящена экспериментальной проверке психофизиологической модели процесса классификации как психологическими так и физиологическими методами.

В плане проверки психологических следствий модели были проведены три серии экспериментов.

1. Различие между средним временем реакции в задаче на классификацию и селекцию оказалось достоверным (1-3.84; р<0.001). В среднем, по группе 14 человек, классификация 483 ис, селекция Б68 мс. Время селекции всегда больше чем время классификации при равном объеме объективных алфавитов. Разница составляет 79 мс и присутствует в результатах каждого испытуемого, участвовавшего в этих экспериментах. Если обратиться к данным одной из самых полных работ по исследованию совместимости данных получаемых в задачах на селекцию и классификацию (СеЬаепе, 1989), то обнаружим подобные различия. Ш они никак не объгсня- . ются, так как, на наш взгляд, на это, в рамках традиционных психологических моделей, нет никаких оснований.' ГЬ нашей пройьбе этот автор прислал нам свои первичные данные, которые были подвергнуты нами обработке. Ошз/ясь случаем, мы выражаем 5. ОеЬаепе глубокую благодарность га сотрудничество.

С точки зрения нашей модели, разница во врем.ли селекции и классификации отражает время необходимое для установки стандарха разделения содержимого оперативной памяти на категории. Как мы ужа говорили, предполагалось, что процесс "разметки" должен быть значительно короче по времени, чем весь цикл оперативной памяти и, скорее всего, представляет собой одновременное изменение

признака принадлежности к категория в волновых кодах всех обра-аов.

фквяш ватах экспериментов подтверждают второе положение юделя о том, что врешнвая разница между задачами на классификации и селекцию на порядок менъэе среднего е. емени классификации и селекции.

Таким образом, опытные данные действительно говорят о существовании этапа "разметки" оперативной памяти, как предшеству-пцэго основному процессу сличения. Более того, подтвердилась и предполагаемая ыодельп свернутость этого этапа во времени по отношения к процессу последовательного сличения образов с эталоном.

2. Второе следствие из нашей модели заключалось том, что ожидались различные величины разбросов времени реакции для симметричных п несимметричных стандартов. С целью проверки гипотезы, испытуемые, принявшие участие а этой части исследования, работали с алфавитом сигналов, гг1 в каждой серии стандарт, удерживаемый в памяти в качестве эталона, принимал различные значения (но постоянные.для серии). Таким образом, стандарт занимал разли^-пе положение в ряду стимуле Для алфавита сигналов 1,2,3,4,5,6,7,8 применялись стандарты разделения на классы -2,3,4,5,в. Результаты по выборке (14 человек) приведены в таблице 1.

Шжду средними значениями стандартного отклонения при стандарте "4" (симметричный) и при ст; дарте "6" (смещенный) имеется значимая разница (1-3.17;р<0.001). Хотя, между средними значениями стандартных отклонений для стандартов "2" и "4" значимых разлгтий не установлено (<>1.39; р<0.18), все «в, тенденция к уменьшения стандартного отклонения для симштрнчных стандарто:

имеется.

Таблица 1. Среднее значение стандартного отклонения времени классификации от его среднего значения для 14 человек, а зависимости от положения стандарта в ' ряду стимулов.

| цифра-стандарт

[среднее значение) |

¡стакдартн. • откя. | 92.0 | 83.7

Об атом говорят и результаты, лгбезно предоставленные, нам БеЬаепе (ОеЬавш, 1989). В его опытах (задача на селекция) объективным алфавитом" служили числа в диапазоне от 10 до 99. Применялись стандарты 35,45,55,65,75. Величины стандартных отклонений для всех случаев приведены в таблзще 2.

Таблица 2. Среднее значение стандартного отклоненш времени классификации от его среднего значения для 20 человек, в зависимости от положения стандарта а ряду стимулов. По данным ОеЬаепе.

1- —1' |число-стандарт | • 1 35 -1— | 45 1 55 65 75

1 1 {среднее аиачэн. | | станд. откл. 1 1 1 41.1 1 1 | 26.7 • 38.2 . 42.0 50.1 _

В данном случае имеются значимые различия между стандартными от-

каояекияыи для критериев "4Б"/"7Б" (1-2.27; р<0.02) я "35"/"4б"

47;р<0.01). Т.е., получается закономерность аналогичная вой, что получена в нагих опытах. Отличие только в том, что она никак не обнаруживается и ее кошенткруегся ОеЬаепе. Разница в абсолютных значениях стандартных отклонен! в наших опытах и опытах £>. Оейаэпе объясняется тем, что в наших экспериментах принимали участие малоопытные испытуемые. Как видим, второе следствие из налей модели не зависит от уровня тренированности испытуемого.

Следовательно, вторая гипотеза так же получила свое экспериментальное подтверждение, что, на долг взгляд, является очередный свидетельством правомерности предлагаемой психофизиологической модели механи?'«а процесса сравнения.

3. Результаты проверки следствия о прерывистой характере кривой распределения вреиеял классификации, обусловленном, согласно логике работа модели, процессом циклического сличения ограниченного числа дискретных об' зов, также показали, что гипотеза не расходится с экспериментом. Применение в задаче на классификацию алфавитов различной длины (8-БО единиц), различной «еаен*- освоенности (цифры, буквы, аС рактные значки), различите качества (дискретнш, непрерывные) показало, что в любом :лучаа наблюдается прерывистость функции распределения времени классификации. Количество разрывов практически ыало зависит от цлины алфавита и примерно соответствует количеству образов оперативной памяти (4-в единиц). Этс приводит к выводу о том, что » основе •ллзсскфикацяи как дискретных, так и непрерывных (аналоговых) алфавитов лежит едины:, дроцесс циклического сличения сг-?азп'энного чталз дискретных образов оперативной памяти.

4. гспэршйптзльпзя празерга фшнологачасгаго аспекта ий-

- 22 - . дели дала следп^е результате

Важнейшими показателями для нашей раооты, которые мм полу1-чили в результате регистрации и обработки ЗЭГ, послужили - Доминирующая частота альфа-ритма и ширина спектра. Как уже упоминалось главе 2, при обработке ЭЗГ, наряду с извлечением информации о средней и'доминирующая частот» альфа-ритма, для каждого испытуемого строилась гистограмма расположения максимальных пиков по оси частот а едлничных спектрах. Столбцы гистограммы очршшт количество случаев появления в данном интервале доминирующей частоты, оря атом значение ее анергии не учитывалось. Цркшр гистограммы, служившей необходимым эвеном для расчета ширины спектра альфа-ритма каждого испытуемого, приведен на рисунке 4. г т

II 10

61 *

4

количество

СПЕКТРАЛЬНЫХ ПИКОВ

1«

в

6& 9.6

».4 //.2 в.0 ЧАСТОТА сбИОТМА

рос. 4

ЗЭГ измерялась у 41 человека, но, к сожалению не все приня-

ли участив в психологических опытах и, таким образом, имелись данные по ЭЭГ, времени классификации, времени селекции для 17 испытуемых.

Математиккая обработка полученных данных , а плане проверки связи положений модели с электрофизиологическими показателями, обнару7ила, что имеется отрицательная корреляция между шириной спектра и временем классификации, хотя ее нельзя признать значимой (г-0.4, р<0.1) Подобная корреляция подтверждает предположение, вытекагпэе из нашей модели. Из механизма образования биений частот (веретен) очевидно, что чем уже спектр частот, те., более вероятно возникновение биений с длительным периодом, ибо в образовании биения будут участвовать близко расположенные частоты и, наоборот, при широком спектре более вероятно появление коротких веретен, хотя и длинные так же будут присутствовать. К тому же, визе говорилось о том, что по данным О. Ж. Кондратьевой (Кондратьева, 1988) величина обратная сирине спектра значимо коррелирует с периодом биений.

Если учест-, что ширина спектра отражает потенциальную сложность, разнообразие колебаний частот в пс эсе альфа-ритма (Шшкин, 1993), то в большой степени информативным для нас должен оказаться показатель ГГ, отражапдий количество колебаний а веретене альфа-ритма и глубоко исследованный в работе И. В. Мальцевой (Цальцева, 1989) в связи с временем простой сенсомоторной реакции, или аналогичный ему по смыслу показатель отношения частоты альфа-ритма к ширине спектра ?/<&. В этой работе показано, что длительность веретен' Т пропорциональна модуля разности частотных составляющих и вычисляется по формуле:

' т---

|Р1-Р2|

где Р1 и ге - частоты, участвующие в биении. Поясним, теперь, связь между П и Т/й?. Выразив Т через частоту получим:

1

П' - ?-- г/йр

|И-Р2|

Для нас показатель Тг/бР оказался более предпочтительным в связи о практическими трудностями при измерении веретекч, о чем говорилось выше. Таким образом, отношение ?/<&, учитывающее связь ширины спектра и сложности единичного веретена, должно положительно коррелировать с временем классификации и временем селе гарт ибо селекция, как' показано выше, есть классификация с динамическим стандартом. На логическом уровне это должно выглядеть так: чем меньше сирина спектра и потенциально больше длительность веретен при увеличивающейся сложности, разнообразии частот (увеличение частоты альфа-ритма), тем больше времени требуется для завершения полного цикла сличения образов оперативной памяти с образом внешнего сигнала. Расчеты показали, что имеется значимая корреляция показателя как с временем классификации (г-0.614, р<0.04), так и с временам селекции (г-0.616, р<0.05,/.

В сводной таблиц» 3 приведены данные по доминирующей частоте альфа-ритма, ширине спектра, времени классификации (алфавит 1,2,3,4,6,6,7,8, цифра-стандарт 4) и врешни селекции.

2Б

Таблица 3.

1— | номер испы- т----- | частота -..... ширина т- 1 I время ---1 время |

| испы- туемый | адъфа- спектра, |класси- селекции|

| туекого | ритма, ГЦ Ц .сации мс )

1 ГЦ |алфавит

со *—'

1 г А? |стаяд. 4 1

| 1 РТ | 11.0 0.80 1 | 457 1

1 2 | 10.2 1 по | 458 641 |

1 з кт I 11.0 0.48 | БЗЗ 670 |

1 4 МА I 10.1 1.12 | 415 503 |

I 5 1Е 1 12.0 1.04 | 453 510 |

1 в | 10.8 1.92 | 442 540 |

1 7 ]» 1 11,3 1.32 ) 449 693 1

1 з IV | 12.3 0.72 | 492 642 |

I ^ БЕ | 9.9 1.36 | 541 696 |

1 10 Ей | 11.6 1.20 | 492 517 |

I '1 03 | 9.9 1. .3 | 472 569 1

1 12 из ( 10.3 0.78 | 427 525 |

1 13 еу | 9.8 0.56 1 479 585 |

1 11 и. | 11.4 1.52 | 444 |

1 15 50 | 11.4 1.44 | 453 522 |

1 16 | 11.4 0.64 | 596 713 |

1 1~ УТ I 10.7 1 1.20 I | 447 1 . . 524 | 1 1

Те-лм образом, можно вести речь о подтверждении наших логи-

- га -

чэских построений, отраженных в основных положениях модели, расчетами проведенными по результатам измерения ЗЭГ. Это, в свою очередь, дает возможность говорить о единстве психического и физиологического компонентов в представленной психофизиологической модели механизма классификации сигналов человеком.

Подведем итог казацу исследованию. Поставив цель разработать рассмотрению психофизиологическую модель процесса классификации и проверить ее экспериментально, мы решили ряд определенных целью задач:1

а) Проанализировав существующие к проблеме подход-•. обнаружили, что, в основном, традиционнее психологические модели, хотя и очень тпщелано, но лига описывает регистрируемые феномены и не способны объяснить причину происхождения всех фенодоноа во ваша :вязи и, тем более, испытывают трудности при описании и объяснении новых.

б) Дуть к преодолению этого препятствия мы увидели в реванш второй задачи. Анализ нейрофизиологических представлений суммированных в теории циклических нейронных кодов памяти,. указал на возможность положить в основу модели процесса классификации одно из центральных ее положений о механизме циклического доминирования и сличения нейронных кодов образов оперативной памяти и внешнего стимула.

в) Результатом явилась разработка собственной психофизиологической модели процесса классификации, которая была подвергнута теоретической проверке и показала свою непротиворечивость, позволив объяснить причину происхождения известных феноменов и предсказать новь».

г) Экспериментальная проверка, включившая в себя как психо-

логические опыты так и физиологические, подтвердила выдвинутые частнда экспериментальные гипотезы и позволила сформулировать основные выводы, состояцие в следулщэм:

^ Осново;- субъективной классификации стимулов является прочее дискретного сличения образов памяти с поступающими сигналами. Дискретность обусловлена периодичностью системных нейронных процессов.

2. Образы памяти вовлекаются в процедуру сличения последовательно, -порядоченно, циклически. Упорядоченность определяется совместным влиянием инструкции и прошлого опыта.

3. Время классификации является пункцией от взаимного поло-, женил стимула и стандарта в ряду последовательно активизируемых образов памяти, причем именно стимул ( а не стандарт) разделяет цепь образов на классы.-

4. Шдель классификации объясняет открыть» в работе явления (время классификации ыеньсе чем время селекции при разных объективных алфавитах, стандартное отклонение среднего времени реакции принимает и гимальное значение при симметричном расположении стандарта в ряду стимулов, функция распределение времени реакции в задачах на классификацию язляется прерывной), а также известные феномены (эффект расстояния, эффект соответствия, эффект величины)

Кроме того, в ходе проверки модели разработана простая хронометрическая методика, позволяющая выделять образующиеся структурные единицы переработки и хранения информации, видеть их содержимое и следить за динамиков изменения единиц памяти. В целом, открывается возможность исследовать процесс транс "эршции объективного алфавита в субъективный и выявлять структуру хранения информа .ли.

Рассмотренная модель приводит к выводу о том, что в основе классификации как дискретных (цифровых) ""чк и непрерывных (аналоговых) алфавитов лежит единый механизм дискретного сличения ограниченного числа единиц оперативной памяти.

3. Список опубликованных работ: Психофизиологический анализ перцептивных возможностей

человека. 2 сб.: Проблемы психологического анализа трудовой деятельности. Код. ЯрГУ, 1936, с. 91-107 (совместно с ЛЕ Лебедевым, А. Ф. Лозовой, И.О. Шжияым)

2. О взаимосвязи некоторых скоростных и точностны:., характеристик восприятия. В сб.: Пгихологические резервы активизации человеческого фактора. Тезисы V областной научно-практической конференции молодых ' ученых и- специалистов. 3-6. февраля 1988 г. Изд. Г ТУ, с. 8-8. (совместно с А. О. Лозовой)

' 3. О механизме индивидуальных различий некоторых временных и точностных качеств восприятия. В сб.: Теоретические и экспериментальные проблемы психологии в современных условиях. Тезисы VII Всесоюзного съезда Общества Пзиходогов СССР. Москва, 1989. (совместно с А. О. Лозовой)

4. Психофизиологический механизм категоризации на примере реакции выбора. В сб.: Прикладная психология. Тезисы VI областной научно- практической конференции молодых ученых и специалистов. 20 января 1890 г. Изд. ЯрГУ, с. 21-22.

6. Психофизиологическая модель механизма процесса классиф кации. Веб.: Проблемы прикладной психологии. Ярославль, 1992