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 АЯАДЕШЯ НАУК

иаетиш ижюпогии

Кз правах рукописи

лзэовоя Васильевич

шюс^иэтлопиЕския ИЕХШЗЫ

КЛАССШИАЦИИ СИГНАЛОВ ЧИШЯШ 19.00.02 - психофизиология

АВТОРЕФЕРАТ

диссертация на соискание ученей степени кандидата психологических наук

ЦХКЕА 1952

/

\

Работа выполнена в Институте психологии РАН Научный руководитель Доктор биологических паук, профессор ЛгСедэв А. Е Официальные оппоненты:

Доктор психологических наук Александров В. И.

Кандидат психологических наук сш Е К

Ъещ/т&я организации: Шсковский Государственный Уннверскт*

С.-Л5П8 состоится "...'* .............. 1992 в .... час. :

заседании специализированного совета К 002.31.01 по sacjr диссертаций m соискание ученой степени кандидата -щук тг Институте психологии Российской Академии Наук по адресу: 1293? г. Изсква, ул. Ярославская, д. la

С диссертацией южно ознакомиться в библиотеке Институ психологии РАЕ

Автореферат разослан ............. 1Р"Ч»

ученый секретарь спецгалхаироЕзнного совета кандидат психологических ваук

ЕЕ Рябов

1. Обцря характеристика работы.

J&Coft живой *>ганягы, от простейших до человека, вынуждай виби; 1ть, оценивать , репать. ГЬихическнй процесс, в результате которого вырабатывается сравнительное срдониэ, и на его основе происходит классификация сигналов человеком, является однни из осноаннх в функционировании психики. Что собой представляет процесс классификации, по к'чш алгоритмам работает? Ошлных данных иного, но психофизиологической теории не сущэствует.

При рассмотрении вопросов связанных с переработкой инфэриа-цгаг, часто фигурирует некий "компаратор", как черный ягцлк, содержимое которого не доступно.анализу (Dehaerw, 1989). 51дея о гои, что сравр'шга "вляется элементарной операцией частично* проj ¡¡сходит от компьютерной метафоры психики. Разработчики щшыоте-job сделали так, что операция сравнения является одной иа сашх злеиентарных и быстрых операций. Нэ является ли способность че-говекз сравнивать такой лэ примитивной, или она может Сьль расч-юдана на Солее мелкие с ставлявдие?

За последние 20-30 лет было выполнено шого экспериментов, :тавиваих своей целью проникнуть в тончайше детали механизма слассификации (Bagnara,1983; Janneson, Petrusio,1976;lferril, 3airu 1987;toyer, Landauer,1967;Dehaane, 1989,1990 и др.). Ha-сопленз насса данных, разработаны теоретические модели этого [роцосса. И все же, имеются две причины, побудившие нас взяться ia исследование механизма классификации.

Первая состоит в том, что набдвдается избыток описательных, исто пси: Е.гических, моделей процесса классификации (наиболее гавестна "ра»личятельная" иэдель Jamifeson и Petrusio (1975), но. [рагсгически, отсутствуют объяснения наблодаешх феноменов, . с

- г -

учетом реадышх физиологических механизмов классификации.

Вторая причина, обусловившая наш интерес, связана о дости-л.иия«м когнитивной психофизиологи современного периода ^Ливанов, 1972; Лебедев, 1977, 1992;Бехтерева, 1980; Соколов, 1981). Работы А. а Лебедева и сотрудников (Бовин, 1982; Артешнио, 1985; В. К. Ошв, 1988; Князева, 1387; Мальцева, 1989; Москаленко, 1989), подсказали мысль о том, что в основу процесса классификации могут бить положены закономерности периодических процессов мозга, ритмика электроэнцефалограммы.

В ochobv собственной модели механизма классификации мы полонили 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 -дичения, до сих пор, ни зкспе^.шентально ни теоретически не разрабатывалась применительно к процедуре классификация сигналов. Она и поелуиила основой нашего исследования.

Цель нашей работы состоит в том, чтобы разработать пскхо? т-виологичаскую модель механизма процесса классификации, проверить ее экспериментально и объяснить накопление в ..сихолагии данные.

Сформулируем основные задачи исследования:

- проанализировать существуете психологические под;, да к проблема механизма-классификации и выбрать наи^лее яркие эмпирические закономерности для последующего психг "типологического

'аналиаа их происхождения.

- на основе анализа нейрофизиологических представлений о периодических процессах мозга разраДотат* собственную модель механиз-

- - I

ма классификации и. выявить психологические следствия , из модели.

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

- найти новые, предсказываемые модельо, феномены и объяснить их прог-хождение.

Г&учная новизна работн отражена в положениях выносимых нь защиту.

1. Основой субъективной классификации стимулов является процесс дискретного сличения образов памяти с поступающими сигналами. Дискретность обусловлена периодичностью си. ¡мных нейронных процессов.

2. Образы памяти вовлекаются в процедуру сличения последовательно, упорядочений, циклически.

3. Время 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 положений нашей модели.

4. Экспериментально выявлены предсказанные моделью новые феноменьс время классификации меньше чем время селекции при равных объективных алфавитах, стандартное отклонение среднего вре-м№.ц реакции имгет минимальное значение при симметр1Гчном расположении стандарта в ряду стимулов, функция распределения времени реакции в задачах на классификацию является прерывной. Модель объясняет известные в психологии феномены (эффект расстояния, эффект соответствия, эффект величины)

Апрг*"'зм работы. Основные результаты диссертации докладывались и обсуждались на: заседаниях лаборатории психофизиологии Ш1 АН СССГ (1989, 1989, 1990, 1991, 1992); научно-методических

сешкарах кафедры психологии труда и инженерной психологии Ярославского Государственного Университета (1991, 1992); VII Всесоюзном съезде Обарсгва Психологов СССР (Мэсква, 19S9); V и VI Областных научно-практических конференциях мол-^ых ученых и специалистов (Ярославль, 1988, 1990). Научной конференции посвя-сэнной 20-летию ЙрГУ (Ярославль, 1991)

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

Ш материалам диссертации опубликовано Б работ.

г. Содер ание ра' ты.

Классификация - определяется психический процесс от-

несения единичного объекта, события к некоторому классу, в качестве которого могут выступать вербальные и невербальные значения, символы, сенсорные эталоны, социальные стереотипы. Б более узком смысле, классификация относится к одному конкретному типу экспериментальной задачи (Dehaerie, 1983), когда стимул необходимо относить к категории "меньших" или "больших" в сражении с фиксированным, удердиваешы в пзыяти, стандартом. Учитывается скорость и точность ответа. Сущэствует так жа селекция, в рв-аультате которой испытуемые определлагг, какое из пары чисел больше или меньше другого. Учттывается так га время и безошибочность этой операции.

В последние годы было выполнено много hl следований, ставивших своей целью расчленить на отдельные атомарные операции сам процесс сравнения, лежащий в основе классификации. Среди них эксперименты на сравнение цифр (Мэуег, Landayer 19В7; Restle 1970), сравнение двузначных чисел (Dehaene, Du¿\xix, Meh.^r 1990;

Htnrlch, Urko, Hu 1S31), сравнение размеров объектов, выраженных через наименования (Holyoak 1977; k^sslyn, МдгрЬу, Bemesderfer, Feinstem 1977; Mayer 1973).

Были обнаружены и описаны гдазнье эффекты, возникающие при ревении задач на классификацию и селекцию. Первый - это эффект расстояния (distance effect). Е.задается в том, что время реакции убывает по мере увеличения разницы и>г*ду сравниваемыми стимулами. Чей больше отличатся предъявляемый сигнал 0' удерживаемого в памяти эталона, по какому-то признаку, тем быстрее к безошибочнее . реакция человека в задачах классификации и селекции. Впервые эффект описан Мэуег и Landayer в 1937 году (КЬуег, Landayer, 1967). Позднее повторен в экспериментах Banks, Fujii, Кауга-Stuart 1975; Suckley, Sillrran 1974; Parkiran 1971; Seduler, Mlerkiewicz 1977; Seouler, Rubin, Armstrong 1971;. Эффект расстояния присущ не только задаче сравнения одиночных цифр, но имеет место в случав сравнения двузначных чисел ( Dehaene et al. 1990; Hinrich et al. 1981, Restle 1970), сравнен;^ длин линий (Johnson 1939), сравнения массивов точек (Buckley, Gtllman 1974), сравнения размеров объектов (Holyoak 1973; Kosslyn et al. 1977; toyer 1973). Этот эффект не имеет физиологического объ-ясн'' яш.

Второй эффект - взаимодействие между расположением оцениваемой пары стимулов вдоль одной из осей субъективного пространств и направлением суждения был назван Audley. и Vail is (1904) -"Cross-o'/er-effect" (СОЕ) mat эффект соответствия (congruity effect) (Penks et al., 1978). Суть эффекта в том, что время требуемое испытуемому для того чтобы вынести суждение о том какой из двух гтимулов болывэ или меньше, является функцией от двух аргументов. Шрвый г. -умент - направление суждения, а второй по-

- е -•

вкиуя стимула на рассматриваемой оси (Shipley, Coffin. Hadseil 1945). Напришр, чем более нравятся цвета тем быстрее будет выбран более понравившийся, и наоборот, из нелгбишх цветов быстрее выбирается наименее лоЗимьй, . "

В вадачах на селекцию выделен аффект швшуиз. (minimum effect) (Bartes et al., 1978; Buckley, GUlman, 1974; Parlonan, 1971): для равных дистанций мелду стимулами время реакции "^м «аньда чем uesim оба стт-ула. ХЬгя, принято и другое название его - эффект валичины (magnitude effect) и на наш взгляд является более № -рэктньв.' Пример проявления этого эффекта возникает 8 той случае когда обнаруживается, ч^о время затрачивав. je на ыбор иэ ларьг чисел меньшего, значительно »¿екызэ в случае если »то будут 3 и Б, чем в случае Б к 7. Пэчецу так происходит, ясньо: представлений, тем более, огсиращюсся ка физиологические данные, не сущзствует.

Наиболее известнш психологические модели процесса сравнения (Audley, 1961;- Clark, Carpenter, Just 1973; Jamieson, Patrusio, 1975; Dehaene, 1989), несмотря на тщательное лисание регистрируемых феноменов, не способны объяснить происхождение .х всех и, как правило, не опираются на сколь-нибу^ь реальный физиологический шханиэм.

В основу надей модели механизма классификации легло одно иэ основных положений теории нейронного кодирования образ о? оперативной памяти, ' развиваемое А.Н. Лебедевым " сотрудниками (Лебедев, 1977, 1935, 1992; Шльцеаа, 1969; Шскалеш.., 1989), о циклическом изменении уровня акгивированности образов оперативной памяти в процессе сличения с кодом воспринимаемым образом. Длительность цикла сменяемости доминир-аания обглзов определяется по длине одиночны*, вере ен Т регистрируема на электрознцефалог-

- 7 -

доме в полосе частот альфа-ритма:

¡'да Я - относительная ровность мелду периодами альфз-колобаяий, равная, согласно опытным данным, одной десятой от их среднего гаачения ъ.

С таким периодом сменяется и вероятность того, что в слу-гайлыЛ момент времени будет доминировать определенный образ. С триодом биений связана величина переменной задержки опознания гредъивле иного образа.

Сам акт опознания происходит в момент совпадения волнового сода образа ожидаемого сигнала, я волнового кода поступившего гавне , или храняпргося в прошдоочном регистре образа. При »впадении, в момент предъявления стиху га. центральная задержка I опознания, будет равна нулхз, поскольку, оба события, домяниро-яние ожидаемого образа и поступление внешнего сигнала, совпадут го времени. Такое совпадение моют бить только случайным в соду гезааясюости и несишсронносги вгпх двух событий, а вероятность ювпадениа выражается фор^лой:

•де и - количество единиц субъективного алфавита, составляющего »бьем оперативной памяти. Вероятность несовпадения узоров волн овна 1-р. Средняя эадеряка будет составлять половину той части вриода биений, в которой доминирует: образы не совпадающие с редтязленкш в выразятся форцулой:

Ъср. "0.бТ(1~р).

! учетом р"иного набора вероятностей р и 1-р среднее в качение одержи моя выразить так:

^р.-О.БТ(1-р)(1-р). праведдивость приведе оос формул била проверена многократно при

расчете скоростных характеристик госприятия (Бовин, 1982; Кондратьева, 1586). Логика работы оперативной памяти, выразевная в рассмотренных фор^лах, была положена в основу построения собственной психофизиологической модели процесса -лассификации.

Бо второй главе детально рассматривается предлагаемая психофизиологическая модель классификации.

Иэдель базируется на трех положениях. Первое состоит в что образы паията, лежащие в основе функционирования процесса сличения, вовлекаются в процедуру сличения последовательно, упорядочении /порядоч .шость определяется совместным влиянием инструкции и презлого опыта.

Второе положение состоит в следующем. Если задается стандарт, с учетом которого долгого произойти упорядочение образов, на два класса, больше и мекьвв стандарта, то предполагается, что в волновом коде образов, которые больше стандарта, появляется некий признак принадлежности образа.этому классу. У образов альтернативного класса появляется спой особый признак. В обоих случаях признак яе несет в себе каких либо указаний на степень близости к стандарт/. Реальной физиологической основой такого выделения признака принадлежности к классу может быть видоизменение волнового кода, соответствующего сбразу, г определенной его части, что не противоречит г-годаым представлениям теории нейронного кодирования и аналогично наделению "критических .соипо-нентов" (Соколов, 1960), га счет чего, в аальнейини, возможно существенное сократите времени опознания, так как сравниваться будут не образы целиком, а их части. ГЬ логике модели, процесс разметки, суЕ^ственно, короче (на порядок) полного периода сличения всех образов шштц. Такова Сши наши Пс;зоначадь.;Ш пред-

положения.

Третье, последнее, положение яв_.ется ключевым для модели. Суть «го в том, что время классификации является функцией от взаимного положения стимула и стандарта в ряду последовательно активизируемых образов памяти, причем именно образ стимула, а не стандарта разделяет все обрз-эы на „га класса. Стаддартным, каждый раз, становится образ стимула, а заданный по инструкции стандарт классифицируется tío отношяии к стимулу. Иш» слова)«, сравнивается не внесший стимул относительно внутреннего образа,' а внутренний образ стандарта относительно поступившего стимула. Только такое предположение позволило нам непротиворечиво объяснить все известите феномены классификации в их взаимосвязи.

Чтобы раскрыть это положение обратимся к конкретному примеру. Представим, для удобства расчетов, что множество сенсорных альтернатив, называемых так же объективным алфавитом, состоит из восьми сигналов. Это множество, трансформируясь в субъективный алфавит, исчерпывает весь объем оперативной памяти.

Определим задачу испытуемому. Это классификация. Сообгр-ется, что из оговоренного алфавита сигналов (одноразрядные числа, выраженные десят!гчными цифрами, от X до 8), на чистом экране дисплея компьютера, в случайном порядке будут предъявлены все сигналы по несколько раэ. Стандартом служит число 4. Испигу-емому необходимо предъявляемый стимул относить либо к классу чисел большее чем 4, либо к альтернативному, до четырех.

Первоначальная логика нагой модели была следующей. Согласна первому по-г^яию напей модели, постоянно происходит циклическая смена доминирования образов оперативной памяти. Наглядно это можно изобр-зить в виде диска, разбитого на 8 равных секторов (рис. 1) . Диск враг? тся, символизируя сменяемость доминирова-

ник. Один оборот диска (полный цякл оперативной памяти) соответствует периоду биений основных частот альфа-ритма, г 1Г 1

1

рис. 1

рид. 2

В соответствии со вторим положением модели, яролсходит "разштка" содержимого оперативной памяти. Образы, представляющие числа «.'Еняе стандарта, приобретает признак принадлежности к классу "Баньки"Еа рисунке (рис. 2) этот признак обозначен игриховкой (сектора 1,2,3,4). Остальные, незаторихованные, имеют признак принадлежности к "Сольеим" (цифрам 5,6,7,8).

В случайный ыошнг, относительно доминирования какого-либо образа поступает стимул. В нашем примере, таким стимулом служит цифра "4". Дм образа этого стимула, несущего в своей коде признак принадлежности к классу "меньших", возможность быть опознанным, как принадлежав?!!* к своему классу имеете,, во врем» домини-

рования образов 1,2,3,4. 'Предполагается, что образы расположены упорядоченно по возрастании Игх-дя из времени полного цикла оперативной памяти можно рассчитать, что среднее время задержки классификации будет составлять 1/2 всего цикла оперативной памяти.

Во, если следовать тркой первоначальной логике напей модели и попытаться рассчитать время классификации других стимулов, кы обнаружим, что время классификации не зависит от i ¿пени близости стимула и стандарта, что противоречит известным опытным данным, не говоря о других.

Решение проблемы возможно, если учесть третье положение насей шдели. IBJ полагаем, что предъявляемый стимул, например "2", вызывает перераспределение клвчевых признаков в кодах образов, осуществляет "пэреразматку", становясь стандартом (заиггриховыза-ится только сектора 1,2). Категория "больших" начинает занимать по времени 6/8 от времени цикла. А "4*\ бываий стандарт, принимает роль стимула, подлежащего сличении 3 результате "переразметит" , у .цийры "4" меняется кдгчевой признак я она болыяэ не принадлежит к классу "меньших'*. Шскояьку, появление стимула- цифры "2" было случайным по огяооегапо к доминированию образов и п. эцесс перераспределения так же был залугэн в случайный момент, имеется определенная вероятность того, что цифра "4я будет опознана, как принадлежащая к классу "большое", без эадерикь. Эта вероятность составляет 6/9. Зная время цикла оперативной памяти и учитывал, что максимальное время задержки составит 2/8 цикла оперативной памяти, можно рассчитать среднее время задержки опознакг. в реальных единицах времени.

Теперг допустим, что был предъявлен стимул "3", а стандарт так ва "4". В результате Перераспределения ключевых признаков,

вероятность мгновенного опс^анкя принадлежности "4" к классу "больик'* уменьшится до 5/а, а среднее зрек'Л возрастет. \

Таккм образом, сличению подлерт стандарт ' относительно nocryuiîBiKra стихла. Просщп;а2 веролгвдсти мгковеыной классификация! для всех CTJ-'.улса данного адф' (ита со стандартом-цифрой "4", !-н полетам распределение нремекм регкЕзж, соответствуйте эффекту расстояния. Чем Ojzvîs Ееличинз оцениваемого стимула к стандарту, тек; Содьсе вероятность аадеракя и, соответствен . долако бмь боль па вреья классификации.

Ыз. парный взгляд, такое положен:« выглядит искусственные -и не яеляется р' ;пональн л< с точки эренкя временных затрат. 3 самом дело, с погицк! традиционных гогичаских представлений про-i *сс tcraccn-iîKaïuiH т,:еет дз: ^предварительных, этапа.

Первьй состоит в тоы, что е ос принимав тел стимул и происходит шегуализацш образа этого стяыулз в памяти.

Вгорой этап заключается в актуализации образа стандарта. Это может Сыть восприятие его извне, извлечение и? долговременной памяти и т. д. При наличии двух активированных обрзаов начинается сам процесс классификации.

Ко дело в том, что когда стандарт находится в памяти человека, то надобность во втором этапе отпадает. Еэ требуется актуализировать образ стандарта, он y*t актуализирован и находится как бы в "горячей" состоянии. На, определенна этапах тренированности испытуемый начинает осознавать то, что он постоянно договаривает про себя стандарт, не дает угаснуть :*го образу. В таком случае, стимул попадает на уже подготовленную по^гу. Стимул ак-ишизирун релевантный образ, размечает оперативную память, а образ стандарта уже в актуализированном состоянии неизбежно присутствует в соответствупцэм классе. Образ ст ндарта !.. требу

ется помещть для пробы в'какой-либо класс, он у» содержится там до предъявления стимула. Стицул лишь определяет как будет "называться" тот класс, где сейчас находится стандарт. Йшщо явная экономия времени и средств. Эдесь можно даже вести речь не о сиене ролей, а об изначально другом их распределении. Таким образом, ш нзпли объяснение основному фенэмэну в задачах на классификацис, известного как эффект расстояния "distance effect".

•Шздгзерлдением нашему объяснении слутат данные Р. Еепарда. При рассмотрении ситуации сравнения по ггямяги (это случай классификации с запомненным стандартом), трансформациям обычно подвергается репрезентация стимула, уха находягргоса в памяти, а не воспринимаемая а данный момент, (цит. по R1Í. Ееличковскому, 1932, с. 525), Подобные закономерности обнаружены и в эксперимента* стернбергсюого типа

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

Качнем с эффекта, соответствия ("Cross-over-effect"). Как уже говорилось, эффект состоит в том, что быстрее выбирается больШ! из стимулов если оба сгинула принадлежат к - больпим и, сооте гствеяко, мэньспЯ быстрее выбирается из кепыют. Короче говоря, имеется взатюдейстзке направленности суэвдэнга ¡. величины стандарта.

Еросчитаз вероятности задергай опознания различных стимулов из набора •4,2,3,4,5,6,7,8'* для несимметричных стандартов 2 и б, мы подучим -9"9йство кривых (рис. 3).

Очевидно, что при сиещэнном вправо стачдарте ("6"), для равно-отстоягза от него стимулов "5" и "7", вероятность задержки опознания Судет разная. Т&и смегрняес вправо стандарт, тем круче

- к -

каглсн линии, отражающей вероятность гадержки осознания стимул, который больше стандарта (находится справа).

Г ВЕРОЯТНОСТЬ — — СТЛМДА»Т -2 1 -ЗАДЕРЖКИ - СТАНДАРТ - 4

• • рис; 3 Соответственно, усиливается и эффект. Аналогичная картина возникает при смешении стандарта в ьйеьеий (левый) >д>а& диапазона. Еэ ато ведет к более быстрому опознание меньшего стицула.

Также объясняется аффект величины. Крона всего прочего, становятся понятншш причины вависю^зти возникновения и выраженности аффекта от того, "акае из чисел в паре принимается испытуемым за стандарт, что на практике было отмечено I.Ьаеге» (ОеЬаепе, 1А8Э).

ДО сих сор, мы подвергали налу ^теоретическую модель лишь логической проверке, которая показала ее непротиворечивость.

Эта проверка позволила так же предположить существование егр трех феноменов, описания и объяснения кото^лх мы не ¿стрети-

- 1Г -

ли а известных нам исследованиях, га исклтенлем последнего, связанного с характером кривой распределения времени реакции в •адата на классификации.

Первое явление состоит в то и, что задача па классификации, тогда испытуемый удерживает стандарт в памяти ' в среднем, Судет всегда решаться быстрее чем задача на селекцию, так как при селекции Судет требоваться дополнительное время йа установление нового стандарта, меняпцэгося в каждой паре.

Второе явление заключается в предполагаемых различных величинах разоросов времени реакции при смененном и несмепщном положении стандарта относительно краев всего диапазона субъективного алфавита. Чем более смещен стандарт, тем больше разброс. Наоборот, при максимальной симметричности разброс минимален (см. ряв. 3).

Третье, саюе главное, явление должно ваклтахься в том, что кривая распределения времени реакции в задачах аа классификацию, несмотря на еа близкую у логарифмической функции .. рму,

еэ Судет обладать непрерывным характером. Поскольку в основе поиска и сличения, согласно налай модели, леиит процесс сопоставления дискретных обрааоа, количеств которьь. ограничено, то должна наблюдаться ступенчатость в форме кривой распределения, где каждой ступеньке будут соответствовать сходные времена реакции на етицулы объединенные в один субъективный образ. Количество ступенек долино примерно соответствовать количеству единиц оперативной памяти, я должно б ни тришрно постоянным для малых и болъпгт объективных алфавитов, в том числе и для аналоговых, йзобходамо отметить, что поденное явление прерывистости обнаружено м тщательно исследовано Dehaene (Dehaene, Dupoux, Mshler, 1920), но связывается им лишь с ситуацией классификации двуэначт

ных чисел и ос тсняется влиянием способа предъявления чисел (десятичная позиционная система счисления).

Цэдедъ предполагает и о пределе ниш эдектрофизиологические следствия.

Рассмотрим вопрос о том, какие могут бить реальные подтверждена справедливости психологической части модели процесса классификации.

Как ухе упоминалось в 1 глазе, когда речь ила о физиологических предпосылках разработки модели, главным фактором, который глобально определяет время всего цикла оперативной памяти, является время периода биений основных частот в диапазоне адьфа-рэт-ма или длина веретена. Среднее время опознания образа, постушш-шго извне, определяется, согласно исходным представлениям теории нейронного кодирования образов памяти, как:

t-aeríi-pxi-p),

где р - вероятность совпадения волновых кодов образов, участвую-Iдех в сличении, а Т - длина веретена. Т. е. чем больвэ длина веретена (Т), тем больше, при прочих равных условиях, будет среднее время задержи в ситуации классификации и наоборот.

Рассматривая причину происхождения аффекта расстояния, 'мы оперировали понятием функции зависимости вероятности эадерккя опознания стимула от положения е: субъективного образа на внутренней скале и симметричности критерия. Зо там же, мы постоянно соотносили понятия вероятности задержи и вреиени Задержки п видели, что ведут они себя идентично. Разница, только в той, что на уровне конкретных значений, при различной длительности веретена, каодая единица вероятности будет наполняться различным грешней при сохранении всех пропорций.. Следовательно, если бы у нас имелась возможность у одного и того жасисшлуешго произвольно ма-

пять к контролировать период биений основных частот в полосе альфа-ритма, то мы увидели бы, что чем длиннее веретено, тем более длительное будет среднее время классификации. Ко, поскольку, такой возможности нет, го'результаты могут Сыть получены при ре-гистрацгвт ЭЭГ на выборке, где имелись- бы исг -туеже с различной длиной веретена. Таким образом, должна наблюдаться положительная корреляция мэхду д~гюй веретена и величиной среднего времени классификации.

Говоря о длине вербена, необходимо учитывать одну труд-кость практического харачяера, связанную с тем, что до сих пор не суцзствует надежного способа для измерения длины веретена. В работе Л В. 1'альцевой (Мальцева, 1989) были реализованы два способа расчета длины зеретена: с помощью визуальной оценки и по приближенной формуле -•Т-1/ГРК, где Г - частота альфа ритма (10 гц), а К - критическая разность периодов альфа-волн, 0.01 с, определенная по пикам спектрограммы. В результате два способа дали различную длину веретена у одко-1 и того т испытуемого: ... 61 с л 0.33 с соответственно. Автор справедливо отмечает, что подобные расхождения связаны с методикой анализа записи ЭЭГ, так как длинны» веретена в чистом виде встреч? "ся дово-^но редко, чап»е они накладывается друг на друга и определить их начало и конец невозипжно.

0.3. Кондратьева (Кондратьева, 198В) 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'.иЬй ширине спектра как коррелят пери'да биений. Таким образом, учитывая относительную несложность и надежность получения параметров спектра каждого испытуе,

мого, мы предаю л-жили, что величина времени классификации должна отрицательно коррелировать с шириной спе1 ра.

Третья глаза посвящена экспериментальной проверке психофизиологической модели процесса классификации как психологическими так и физиологическими ьштодаыи.

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

1. Различие между средним временем реакции в задаче на классификацию и селекции оказалось достоверным ((-3.94; р<0.001). В среднем, по группе 14 человек, классификация 439 мс, селекция 568 мс. Время селекции всегда больше чем гремя классп-фикацки при равном объема объективных алфавитов. Разница составляет 79 мс и присутствует в результатах каждого испытуемого, участвовавшего в этих экспериментах. Если обратиться к данным одной га самых полных работ по исследованию совместимости данных получаемых в задачах на селекцию и классификацию (ОеЬаепе, 1989), то обнаружим подобные различия. Еэ они никак не объясняются, так как, на наш взгляд, на это, в рамках традиционных психологических моделей, нет никаких оснований.' 1Ъ нашей прос!ьСе этот автор прислал нам свои первичные данные, которые были подвергнуты наш обработш. Ошзудсь случаем, мы выражаем 5. ОеЬаепе глубокую благодарность ва сотрудничество.

С точки зрения налей модели, разница во врем. ..-и селекции и классификации отражает время необходимое для установки стандарта разделения содержимого оперативной памяти ва категория. Как мы ула говорили, предполагалось, что процесс "разметки" должен выть значительно короче по времени, чем весь цикл оперативной памяти и, скорее всего, представляет собой одновременное изменение

- -

признака привадлэхност* к категории в волновые модах всех обра-

•03.

№ввж вазах экспериментов подтверждает второе тзожвт шделп о том, что временная разница между задачами на классификации н селекцию на порядок мэнъзэ среднего ж. эмвни классификация в селекции.

Таким образом, опытные дани» действительно говорят о су-Чэствованпи этапа "разметки" оперативной памяти, как предшеству-гщэго основному процессу сличения. Более того, подтвердилась и предполагаемая модельп свернутость этого этапа во времени по от-потанип к процессу последовательного сличения образов с эталоном.

2. Второе следствие из нашей шделн заключалось том, что ожидались различны» величины разбросов вреден» реакции для симметричных п несимметричных стандартов. С целью проверки гипотезы, ясшгтуэиыэ, принявшие участие з этой части исследования, работали с алфавитом сигналов, гг' в каждой серии стандарт, удер-asmaewuft в памяти в качестве эталона, принимал различные значения (ко постоянные, для серии). Таким образом, стандарт ванимал разли^-зе положение в ряду стимуле Для алфавита сигналов 1,2,3,4,5,0,7,0 применялись стандарты разделения на классы -2,3,4,5,6. Результаты по Выборга (14 человек) приведены в таблице 1.

Шиду средними значениями стандартного отклонения при стандарте "4" (симметричный) н при ст; дарте "6" (ешцэнньй) имеется значимая мазница (t-3.17; р<0.001). Таг я, медду средними значениями стандартных отклонений для стандартов "2" и "4" значимых разлгтий не установлено (t-1.39;р<0.18), вса га, тенденция к уменьшении стандартного отклонения для сиыштрнчншс стандарто:

ПШ6ТСЯ.

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

I цифра-стандарт | 2

Ь

3

-1-

|среднее значение) | стандарт • откл. | 92. О

88.7

4 I 5

6 I

86.8 ¡90.0 | 99.1

Об этом говорят и результаты, дюбеэко предоставленные, на Dehaene (Dehaene, 1939). S его опытах (задача на селекцгс) обг ективным алфавитом" служили числа в диапазоне от 10 до 99. Лркме нядись стандарты 25,45,Б5,65,76. Величины стандартных отклоненк для всех случаев приведены в таблице 2.

Таблица 2. Среднее значение стандартного отклонения времен классификации от его среднего значения для 20 человек, зависимости от положения стандарта в ряду стимулов. № дая

ным Dehaena. -j--

Т

j число-стандарт | 35 J 45

h

+

+

[среднее значен. I {

| станд. откл. | 41.1 | 26.7

т

55

65

75

I I

38.2 | 42.0 | Б0.1

В данном случае имеются значимые различия между стандартными о;

шонекиями дет критериев ^"/"ТБ" (1-2.27;р<0.02) И "35"/"46" Х-2.47; р< 0.01). Т.е., получается закономерность аналогичная гой, что получена в яашяс опытах. Отличие только в том, что она ппсак не обнаруживается и не комментируется ОеГтега. Разница в йсолпгных значения?: стандартных отклонен!; в нагих опытах и этыгах 5. ОеЬаепе объясняется тем, что в наших экспериментах цтимали участие малоопытные испытуемые. Как видим, второе :ледствкз иэ навей модели не зависит от уровня тренированности ¡шпигуемого.

Следовательно, вторая гипотеза так хв получила свое экспериментальное подтверждение, что, ва яри взгляд, является очередным свидетельством правомерности предлагаемой психофизиологи-юской изделл механизм процесса сравнения.

3. Результаты проверки следствия о прерывистом характере фкзой распределения времени классификации, обусловленном, сог-васно логике работы модели, процессом циклического сличения ограниченного числа дискретных об; зов, таю® показали, что гипотеза яе расходится с экспериментом. Црименениэ в задаче на классификации алфавитов различной длины (8-60 единиц), различной етепег* освоенности (цифры, буквы, аб рактныэ значки), различного качества (дискретные, непрерывные) показало, что в любом случае наблюдается прерывистость функции распределения времени классификации. Количество разрывов практически мало зависит от длины алфавита и примерно соответствует количеству образов оперативной памяти (4-6 единиц). Этс приводит к выводу о том, что в основе -лассификации как дискретных, так и непрерывных (аналоговых) алфавитов лежит единые лроцесс циклического сличения ог-рзни'лпяого числа дискретных обрзаов оперативной памяти.

4. Экспериментальная проверка физиологического аспекта ю-'

деля дала слэду^е реаудьтатш

Важнейшим! показателями дли вагой раооты, которые ш полу^ чкаи в результате регистрации и обработки ЭЭГ, послужшз - доми-нируюсря частота альфа-ритма и ширина спектра. Как уже упоминалось главе 8, при обработке ЭЭГ, наряду с игвлечением информации о средней и доминирующей частоте альфа-ритма, для каждого испытуемого строилась гистограмма расположения максимальных пиков по оси частот в единичных спектрах. Столбцы гистограммы отражает количество случаев появления в данном интервале доминирующей частоты, при атом виачвние ее анэргии не учитывалось Пример гистограммы, служившей необходимым эвеном для расчета ширины спектра альфа-ритма каждого испытуемого, приведен на рисунке 4. г . т

II

б

е

4

кмымсство СПЕКТМЛМ4ЫХ

пиков

в

3

48 3,6

ГО

юл и,г чл

ЧАСТОТА «6М4ТНА

РИС. 4

г

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

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

Изтематичьокая обработка полученных данных , в плане проверки связи положений модели с злектрофизиологячесгаши показателями, обнаружила, 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, выгекапщэе из натай 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, выше говорилось о том, что по данным о. X. Кондратьевой (Кондратьева, 1986) величина обратная ширине 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 больной степени инфоршгивньм для нас должен оказаться показатель ГГ, отражающий количество колебаний а веретене альфа-ритма и глубоко исследованный в работе И. В. Мальцевой (Мальцева, 1989) в связи с временем простой сенсомоторной реакция, или аналогичный ецу во смыслу показатель отношения частоты альфа-ритма к сирине спектра Р/<1Р. В этой работе показано, что длительность веретен' Т пропорциональна модулю разности частотных составлящих и вычисляется по формуле:

' Т--,

где Р1 и ге - частоты, участвующие в биении. Шясяим, теперь, связь между П и ?/<№. Выразив Т через частоту получим:

1

П'-Т -- Р/й?

Для нас показатель Т/<ЗР оказался более предпочтительным в связи с практическими трудностями при измерении веретеич, о чем говорилось выше. Таким образом, отношение учитывавшее

связь ширины спектра и сложности единичного веретена, должно положительно коррелировать с временем классификации и временем селе кци" ибо селекция, как показано выше, есть классификация с динамическим стандартом. Еа логическом уровне это должно выглядеть так: чей меньие ширина спектра и потенциально больше длительность веретен при увеличивающейся сложности, разнообразии частот (увеличение частоты альфа-ритма), тем больда 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-О.Б14, р<0.04), гак и с временем селекции (г-0.б1б, р<0.Об;.

В сводной таблице 3 приведены даниш по доминирующей частоте альфа-ритма, сирине спектра, времени классификации (алфавит 1,2,3,4,6,6,7,8, цифра-стандарт 4) и времени селекции.

Таблица 3.

1--- | номер ...... испы- 1-- | частота — широта 1— "1 | врет -время |

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

| тувиого | ритма, ГЦ |С .сации *с |

1 ГЦ | алфавит

1 1(1...8)

1 Р 1 й? | стачд. 4 1

I 1 РТ 1 | 11.0 0.80 1 | 457 |

1 г ВУ 1 10.2 1 ТО I 453 641 |

1 э КГ I 11.0 0.48 1 533 670 |

1 4 МА | 10.1 1.12 I 416 503 |

1 5 1Е 1 12.0 1.04 | 453 510 |

1 5 .10 1 10.8 1.32 | 442 540 I

1 1 .14 I и.з 1.32 1 449 693 |

1 8 IV | 12.3 0.72 | 492 642 |

1 5 гн | 9.9 1.36 | 541 69В 1

1 ю | 11.6 1.20 | 492 517 |

1 '1 вз 1 9.9 1. 3 | 472 569 |

1 12 и> I 10.3 0.78 | 427 525 |

1 13 аг | 8.8 0.56 | 479 585 |

1 14 и. | 11.4 1. 52 | 444 |

( 16 во | 11.4 1.44 1 463 522 1

1 16 5Э | 11.4 0.64 | 596 713 |

1 1" 1 _____ УТ 1 | 10.7 1.20 1 . | 447 1, . 524 | 1 1

Тс., ям образом, можно вести речь о подтверждении наших доги-

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

Пэдведем итог налам}' исследованию. Поставив цель разработать ' психофизиологическую модель процесса классификации и проверить ее экспериментально, мы решили ряд определенных целью задач:'

а) Проанализировав существуйте к проблеме подход- *, обнаружили, что, в основном, традиционно психологические модели, хотя и очень тщательно, но Jossa описывают регистрируемые феномены и не способны объяснить причину происхождения всех феноменов во aaaia :вязи и, тем более, испытывают трудности при описании а объяснении новых.

б) Цуть к преодолению этого препятствия мы увидели в решении 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 я сличения нейронных кодов образов оперативной памяти и внесшего стимула.

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

г) Экспериментальная проверка, включившая в себя как психо-

логические опыты так и физиологические, подтвердила ¡выдвинутые частные экспериментальные гипотезы и позволила сформулировать основные выводы, состоящие в следующем:

Осново;- субъективной классификации стимулов является процесс дискретного сличения обрааов памяти с поступающим сигналами. Дискретность обусловлена периодичностью системных вей-рошщх процессов.

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

3. Бремя классификации является функцией от взаимного поло- . линия стимула и стандарта в ряду последовательно активизируемых образов памяти, причем именно стимул С а не стандарт) разделяет цепь образов на классы.- ,

4. Модель классификации объясняет открытые в работе явления (время классификации меньше чем время селекции при равных объективных алфавитах, стандартное отклонение среднего времени реакции принимает м- тамальное значение при симметричном расположении стандарта в ряду стимулов, функция распределение времени реакции в задачах на классификацию является прерывной), а также известные феномены (эффект расстояния, эффект соответствия, аффект величины)

Кроме того, а ходе проверки модели разработана простая хронометрическая методика, позволяющая выделять образующиеся структурные единицы переработки и хранения информации, видеть их содержимое и следить за динамике^ изменения единиц памяти. В целом, открывается возможность исследовать процесс транс"эрыации объективного алфавита в субъективный я выявлять структуру крашения инфорыа ,;ш.

- 28 -

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

3. Список опубликованных работ:

1. Психофизиологический анализ перцептивных возможностей человека. В сб.: Проблемы психологического анализа трудовой деятельности. Кзд. ЯрГУ, 1923, с. 91-107 (совместно с А.Е Лебедевым, А. О. Дээовой, К.Ю. Шжкным)

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

- 3. О махами ^а индивидуальных различий некоторых временных и точностных качеств восприятия. В сб.: Теоретические и экспериментальные проблемы психологии в современных условиях. Тезисы VII Вгесопзного съезда Общества Шихологов СССР. Цэсква, 1989. (совместно с А. О. Лозовой)

4. Психофизиологический механизм категоризации на пришре реакции выбора. В сб.: Црикладная психология. Тезисы VI областной научно- практической конференции молодых ученых и специалистов. 20 января 1090 г. Изд. ЯрГУ, с. £1-22.

6. Психофизиологическая модель механизма процесса классиф-нации. В сб.: Проблемы прикладной психологии. Ярославль, 1992