Экспериментальное исследование уверенности и сомнений в задачах порогового различения

1. Задача "больше-меньше"

Методика

Цель экспериментов (проведенных В.М. Шендяпиным) состояла в исследовании способности наблюдателя управлять правильностью решения сенсорной задачи с помощью уверенности в принятом решении. В психофизических экспериментах, состоящих из двух серий проб каждый с использованием двух- и трехкатегорийного вариантов метода констант (Бардин, 1976), соответственно, изучалось зрительное пороговое различение размеров окружностей, одновременно предъявлявшихся парами на экране монитора (методика В.А. Садова и В.М. Шендяпина, компьютерная программа В.А. Садова).

Характеристики стимуляции: величина эталонной окружности, предъявлявшейся всегда слева от переменной, составляла 275 или 375 пикселей (в зависимости от размера дисплея используемого компьютера). Два значения размера окружности переменного диаметра - большее и меньшее, чем размеры эталонной (т.е. две константы), - индивидуально подбирались околопороговыми для каждого наблюдателя; в результате при предъявлении и той, и другой (в парах с эталоном) было суммарно получено 54-80% правильных ответов. Диапазон размеров окружности переменного диаметра составлял от 268 до 279 пикселей. Предъявления обеих пар стимулов (с той и другой константой) были равновероятными (Р_больш = Р_меньш = 0,5) и происходили в случайном порядке. Длительность предъявления пары стимулов составляла 600 мс, а временной интервал между пробами - 1000 мс.

Процедура, испытуемые. В исследовании участвовали 47 испытуемых, с каждым из которых было проведено от 1 до 7 экспериментов, включавших по 2 серии проб. 36 экспериментов включали серии по 400 проб каждый, 11 - по 300, 1 -299, 6 -по 200 и 37 - по 100 проб. При этом вторая серия содержала не меньше, а обычно больше проб, чем первая, так, чтобы число уверенных ответов во второй серии было соизмеримо с числом всех ответов в первой серии. Варьирование количества было вызвано, с одной стороны, стремлением получить максимально возможную статистику измерений, а с другой - ориентацией на степень зрительной утомляемости испытуемых. Тем, кто испытывал сильное утомление при предъявлении последовательности из 400 проб, количество проб снижалось до 300, 200 или 100, в зависимости от функционального состояния в ходе опытов. Таким образом, в целом был проведен 91 эксперимент, что составило 22799 психофизических измерений по двухкатегорийному варианту метода констант и 23814 психофизических измерений по трехкатегорийному варианту, т.е. в общей сложности 46613 измерений.

В первой серии наблюдатели при предъявлении каждой пары стимулов выносили ответ, используя одну из двух категорий: "больше" или "меньше" окружность переменного диаметра по сравнению с эталонной. Во второй серии испытуемые для каждой пары стимулов давали ответ в этих двух категориях только в тех случаях, когда были в нем уверены.

В случаях неуверенности они давали ответ "сомневаюсь".

Инструкция для первой серии, соответствующей первой экспериментальной ситуации. "В эксперименте изучается ваша индивидуальная способность управлять процессом принятия своих сенсорных решений для обеспечения успешности деятельности, в которую вы в данный момент включены. Предполагается, что успешность вашей деятельности зависит только от того, насколько точно вы различаете предъявляемые на правой половине экрана компьютера два круга, радиусы которых слегка различаются. Чем больше правильных и чем меньше ошибочных ответов вы дадите, тем выше будет оценка результатов вашей деятельности.

Эксперимент состоит из последовательности проб. В каждой пробе в левой и правой половинах экрана монитора одновременно предъявляются две окружности. Слева всегда появляется одна и та же окружность эталонного размера. Справа появляется окружность переменного размера, большего или меньшего, чем эталон. Большие и меньшие окружности предъявляются в случайном порядке с одинаковой вероятностью, равной 0,5. Размеры переменных окружностей подбираются индивидуально, так, чтобы в серии из 100 проб суммарно получалось 70-80% правильных ответов.

Ваша цель: максимально точно рассортировать окружности переменного размера на две категории - "большие" и "меньшие", чем эталон. В каждой пробе ваша задача - дать ответ: окружность переменного размера (правый круг) вы относите к "большим" (нажимаете клавишу >) либо к "меньшим" (нажимаете клавишу <). Программа устроена так, что ваш ответ засчитывается только после того, как предъявленная в пробе пара кругов исчезла с экрана. Время для вашего ответа не ограничивается. Важно, чтобы вы давали наиболее точный ответ (а не наиболее быстрый). Следующая пара стимулов будет появляться после вашего ответа на предъявление предыдущей пары окружностей. Пожалуйста, внимательно наблюдайте за предъявляемыми сигналами и старайтесь отвечать как можно точнее."

Инструкция для второй серии, соответствующей второй экспериментальной ситуации, повторяла инструкцию для первой с одним отличием: для каждой пары стимулов выносились те же два ответа "больше" либо "меньше", но только при условии уверенности испытуемого в их правильности. При этом испытуемым предлагалось добиваться максимально высокого уровня правильности решения. Например, женщинам предлагалась ролевая игра врача, ставящего на основании сравнения предъявленных окружностей диагноз серьезно больному человеку. А мужчинам предлагалось играть роль охотника, который в случае промаха безвозвратно теряет дичь, в которую он целится через оптический прицел с двумя окружностями. В случаях же неуверенности в решении испытуемым разрешалось выносить ответ "сомневаюсь" путем нажатия на клавишу ^. Так как определенное решение в данной пробе отсутствует, то считалось, что никаких событий в реальном мире при этом не происходит. Тем самым испытуемый избегал риска принятия ошибочного решения в данной пробе, но при этом сокращал общее число принятых в данной серии решений.

Статистические процедуры обработки и анализа полученных данных состояли в следующем:

1. Для каждого отдельного эксперимента: а) подсчитывалось общее число полученных ответов n₁ и число правильных ответов m₁ среди них в первой серии, число уверенных ответов n₂ и число правильных ответов m₂ среди них во второй серии; б) в качестве оценки вероятности правильности ответа в первой серии p₁ вычислялась частота w₁ = m₁ / n₁, в качестве оценки вероятности правильности ответа во второй серии p₂ вычислялась частота правильных среди уверенных ответов w₂ = m₂ / n₂, в качестве оценки Дp = p₂ - p₁ - величины прибавки вероятности p₂ относительно p₁ - вычислялась величина сдвига второй частоты относительно первой Дw = w₂ - w₁; в) для контроля ошибок, возникающих при замене вероятностей p₁, p₂ на частоты w₁, w₂ , вычислялись оценки соответствующих средних квадратических отклонений у₁ = {[w₁ (1 - w₁)/n₁]}^1/2 и у₂ = {[w₂ (1 - w₂)/n₂]}^1/2, для контроля ошибки, возникающей при замене Дp на Дw, вычислялась оценка среднего квадратического отклонения у_Д = (у₁² + у₂²)^1/2 (Гмурман, 1999).

2. По результатам всех экспериментов выделены максимальные и минимальные значения w₁, w₂ и Дw, определяющие размах вариации этих показателей по всей выборке полученных результатов.

3. Для проверки, в какую сторону в целом по всей полученной в результате экспериментов выборке Дw сдвигаются оценки w₂ вероятности p₂ относительно оценки w₁ вероятности p₁, использовался непараметрический критерий знаков (Сидоренко, 1996). Метод непараметрической статистики использован потому, что он не чувствителен к виду распределения эмпирических данных и оттого более универсален, чем параметрические методы, адекватные лишь для нормальных распределений. Упорядоченные по возрастанию прибавки Дw, полученные в 91 эксперименте, представлены на рис. 6 средней, монотонно растущей последовательностью экспериментальных точек.

Результаты и их обсуждение

В.М. Шендяпиным проанализированы данные исследований И.Г. Скотниковой (2002, 2005, 2008) и Е.В. Головиной (2006, 2009), полученные для различения по типу "одинаковые-разные" (метод "same-different").

Характеристики стимуляции. В психофизическом эксперименте изучается зрительное пороговое различение временных интервалов, задаваемых парами последовательных световых вспышек голубого люминесцентного индикатора прямоугольной формы яркостью около 20 нит и угловым размером 11,5°. В случайном порядке предъявлялись пары равных либо едва различающихся по длительности стимулов (методика И.Г. Скотниковой, В.А. Чурсинова, А.Н. Костина, В.А. Садова, - см.: Скотникова, 2005). Стимулы предъявлялись на экранах мониторов, работающих в монохромном режиме с разрешением 800Ч600 пикселей. Эксперимент проводился в автоматическом режиме. Использовалась экспериментальная парадигма "да-нет" с процедурой различения "одинаковые-разные" (same-different) и техникой лестниц для определения разностного порога. Длительность одного сигнала всегда составляла 600 мс ("нейтральный интервал", наиболее адекватно воспринимаемый человеком) (Фресс, 1978), длительность другого (600 мс-Дt) подбиралась индивидуально для каждого испытуемого в предварительных сериях как соответствующая традиционному разностному порогу Дt для 70-80%-ного правильного различения (величины порогов индивидуально варьировали в диапазоне 55-250 мс). Погрешность формирования длительностей стимулов не превышала 0,008 с, т.е. 1-2% от их значений. Пары одинаковых (по 600 мс каждый) и разных стимулов (600 мс и 600 мс-Дt), а также место более длительного стимула в парах разных стимулов были равновероятны и чередовались в случайном порядке. Интервал между вспышками в паре составлял 1 с, время на ответ (интервал между парами) не ограничивалось (очередная пара стимулов предъявлялась после ответа испытуемого на предыдущую пару).

Процедура. Каждому испытуемому после тренировки в предварительной серии предъявлялись 7 величин Дt в диапазоне 100-300 мс шагами по 25 мс в блоках, состоящих из 10-30 проб каждый (всего не менее 70 проб в серии). После определения индивидуального порога испытуемого и тренировочных опытов с использованием выбранной индивидуальной величины Дt проводился основной опыт из 100 проб.

В каждой пробе испытуемые, согласно инструкции, давали два ответа: 1) оценивали длительности в каждой паре как "одинаковые" или "разные" и 2) оценивали, уверены или сомневаются они в правильности первого ответа, т.е. в правильности различения. Инструкция ориентировала испытуемых давать возможно более точные ответы. Фиксировался характер каждого моторного ответа.

Испытуемые, статистика измерений. По материалам исследований И. Г. Скотниковой проанализированы данные 55 экспериментов 2000-2001 годов (5500 измерений), по материалам исследований Е.В. Головиной - данные 43 экспериментов 1999-2003 годов (4300 измерений). В них участвовали соответственно 39 и 32 испытуемых с нормальным или скорректированным зрением, мужчины и женщины в возрасте 19-28 лет, студенты и сотрудники немецких (университетов Геттингена и Мюнхена, ФРГ) и российского (ГУГН) вузов. Общее число экспериментов составило 98, измерений - 9825 (один эксперимент включал не 100 проб, как все остальные, а 125), испытуемых - 71 человек.

Приведем ниже статистические процедуры обработки и анализа полученных данных.

По индивидуальным данным каждого испытуемого, а также по всему массиву данных (9825 измерений): а) подсчитывалось общее число полученных ответов n₁ и число правильных m₁ среди всех ответов, число уверенных ответов n₂ и число правильных m₂ среди уверенных ответов; б) вычислялись: частота всех правильных ответов w₁ = m₁ /n₁, частота правильных среди уверенных ответов w₂ = m₂ /n₂ и их разность Дw = w₂ - w₁; выделены максимальные и минимальные значения w₁, w₂ и Д, определяющие размах вариации этих показателей; в) вычислялись оценки соответствующих средних квадратических отклонений у₁, у₂ и у_Д для значений w₁, w₂ и Дw тем же способом, что и для данных, полученных в задаче "больше- меньше" (Гмурман, 1999). Статистическая значимость неслучайности различий между частотами правильных ответов (w₁) и правильных среди уверенных ответов (w₂) оценивалась с помощью непараметрического критерия знаков (Сидоренко, 1996).

Поскольку общей целью исследования, представленного в настоящей статье, было сопоставление частот правильных ответов w₁ среди всех ответов и частот правильных ответов w₂ среди уверенных ответов, то включение в анализ только данных, попавших в диапазон величин w₁, равный 70-80% правильных ответов, было не обязательным. Поэтому в статистический анализ данных всех 98 экспериментов, как и в задаче "больше-меньше (сомневаюсь)", вошли данные экспериментов, где обнаружены не только пороговые, но и околопороговые величины w₁. Они распределились в диапазоне 61-87%.

Результаты и их обсуждение

Упорядоченные по возрастанию значения прибавки Дw, полученные в каждом из 98 экспериментов, представлены на рис. 8 средней, монотонно растущей последовательностью экспериментальных точек. Верхние и нижние немонотонно разбросанные точки задают диапазон вариативности полученных значений: Дw ± у_Д. Вновь очевидно, что практически весь диапазон значений Дw расположен в области положительных значений.

Однако в целом эти значения несколько меньше (они расположены в области более низких величин Дw), а их разброс, т.е. среднее квадратическое отклонение у_Д, больше по сравнению с результатами, полученными в задаче "больше-меньше (сомневаюсь)" (рис. 6). Большие значения Дw в задаче "больше- меньше (сомневаюсь)" объясняются тем, что в этой задаче испытуемые более осознанно управляли своей уверенностью (см. раздел "Влияние инструкции на прибавку частоты правильных ответов").

Рис. 9. Гистограмма распределения 98 индивидуальных прибавок Дw значений частот w₂ правильных уверенных ответов относительно частот w₁ всех (уверенных и неуверенных) правильных ответов

Как видно из рис. 9, вновь в подавляющем большинстве экспериментов (в 84 из 98, т.е. в 85% случаев) частота правильных ответов среди уверенных оказалась выше, чем общая по всем ответам частота правильных ответов. Показатели, найденные по всему массиву полученных значений частот, представлены в табл. 2. Среднее по всем экспериментам значение частоты правильных ответов среди уверенных w_2ср = 0,773 превышает среднее значение частоты правильных среди всех ответов w_1ср = 0, 734 на величину Дw_ср = 0,039, т. е. почти на 4%. Размах разброса величин Дw, полученный по всем экспериментам, составил от -0,0764 до 0,224, т. е. от -7,6% до 22%.

Таблица 2. Задача "одинаковые-разные". Оцененные по всему массиву из 98 экспериментов показатели частот w₁ всех (уверенных и неуверенных) правильных ответов, частот w₂ правильных уверенных ответов и прибавок Дw = w₂ - w₁

Гипотеза о неслучайности полученного в экспериментах большого числа положительных сдвигов Дw частот w₂ правильных уверенных ответов относительно частот w₁ всех (уверенных и неуверенных) правильных ответов, проверенная по критерию знаков, значимо подтвердилась. Число "нетипичных" отрицательных сдвигов (G_эмп = 14) оказалось намного меньше критического значения (G_кр = 37), соответствующего нашему массиву данных (общее число сдвигов равно 98) и уровню значимости б = 0,01.

Влияние инструкции на прибавку частоты правильных ответов

Эффективность осознанного управления правильностью решения сенсорной задачи с помощью уверенности была обнаружена при сравнении сдвигов, полученных в двух рассмотренных задачах. Использование инструкции, которая прямо стимулирует испытуемых стремиться к максимальной правильности уверенного решения (в задаче "больше-меньше" с разрешением ответов "сомневаюсь" по методике Шендяпина), позволило получить усредненный по всем экспериментам сдвиг частоты правильных ответов (среди уверенных) относительно общей частоты правильных ответов (Дw_ср = 0,078), вдвое больший аналогичного усредненного по всем экспериментам сдвига в случае инструкции, в которой уверенность нейтральна по отношению к повышению правильности (в задаче "одинаковые-разные" по методике Скотниковой: Дw_ср = 0,039). Так как сам по себе этот факт еще не обеспечивает достоверности вывода о больших прибавках в подзадаче "больше-меньше-сомневаюсь", то для проверки гипотезы о том, что величина сдвига частот Дw в целом по всем экспериментам подзадачи "больше--меньше-сомневаюсь" значимо превышает величину сдвига частот Дw по всем экспериментам задачи "одинаковые-разные", был использован непараметрический U-критерий Манна-Уитни.

Сравнение сдвигов частот Дw по 91 эксперименту подзадачи "больше-меньше- сомневаюсь" со сдвигами частотДw по 98 экспериментам задачи "одинаковые-разные", выполненное с помощью U-критерия, выявило, что сдвиги, полученные в задаче "одинаковые- разные", статистически достоверно (p <0,00003) ниже сдвигов, полученных в подзадаче "больше-меньше-сомневаюсь".

Важно отметить, что превышение правильности уверенных ответов над правильностью всех ответов обнаружено в обоих основных видах задач зрительного различения: по шкале "больше-меньше" (включая также ответы "сомневаюсь") и по шкале "одинаковые- разные", причем как для пространственных признаков зрительных объектов, предъявлявшихся одновременно, так и для временных признаков, предъявлявшихся последовательно. Таким образом, установленный факт имеет достаточно общее значение.

Пилотажное исследование взаимосвязи между способностью испытуемых повышать правильность ответов с помощью уверенности и свойствами их индивидуальности

Цель исследования. Способность повышать частоту правильных ответов с помощью рефлективных переживаний уверенности-сомнений сильно варьирует даже среди испытуемых, которых специально инструктировали на высокую прибавку правильности (в экспериментах по зрительному различению размеров окружностей в задаче "больше- меньше" с разрешением ответов "сомневаюсь". Некоторые испытуемые совсем не могли справиться с поставленной задачей (пропорция правильных ответов у них не менялась, либо даже уменьшалась), в то время как другие значительно увеличивали частоту правильных ответов (например, с 0,72 до 0,96), т.е. почти до максимума. Для выяснения, существуют ли взаимосвязи между способностью испытуемых увеличивать точность решения сенсорной задачи при использовании только уверенных ответов, с одной стороны, и свойствами их индивидуальности - с другой, В. М. Шендяпиным была проведена пилотажная диагностическая серия экспериментов по оценке характеристик когнитивных стилей испытуемых.

Методики диагностической серии экспериментов

В диагностической серии экспериментов для 11 испытуемых из тех, которые участвовали в психофизических экспериментах В.М. Шендяпина по зрительному различению размеров окружностей в задаче "больше-меньше", определялись индивидуальные характеристики двух когнитивных стилей: "рефлективность-импульсивность" по тесту подбора сходных фигур Кагана (Kagan, 1966) и опроснику В.Н. Азарова (1983), а также "ригидность-гибкость" познавательного контроля по тесту вербально-цветовой интерференции Струпа (Stroop, 1935) и опросникам Айзенка-Белоуса и Бренгельмана (Залевский, 1976, 2007). Вычислялись стандартные показатели когнитивных стилей, принятые при использовании перечисленных методик. Дополнительно к стилевым характеристикам определялась индивидуальная склонность к риску по опроснику Когана-Валлаха.

Стиль "рефлективность-импульсивность". По данным теста Кагана определялось среднее по первым шести картам время первого ответа T₁ и суммарное по этим картам число ошибок n_ош. По данным опросника Азарова оценивался индекс импульсивности Иимп.

Чем больше время первого ответа и меньше число ошибок в тесте Кагана и чем выше индекс Азарова, тем выше рефлективность и ниже импульсивность.

Стиль "ригидность-флексибильность". По данным теста Струпа определялась разность (T₃ - T₂) - величина прироста времени выполнения третьей (конфликтной) пробы по сравнению со временем выполнения второй (фоновой) пробы и (T₃ - T₂)/T₂ - величина прироста времени выполнения третьей пробы по отношению ко времени выполнения второй пробы. По данным опросников Бренгельмана и Айзенка-Белоуса оценивался суммарный по обеим методикам показатель ригидности Приг.

По опроснику Когана-Валлаха определялся индивидуальный показатель склонности к риску Ириск.

Проводился ранговый корреляционный анализ с целью выяснения, существуют ли значимые взаимосвязи между индивидуальными показателями: изменения успешности решения сенсорной задачи при использовании уверенных ответов (Дw - разностью между частотой правильных ответов среди уверенных w₂ и частотой всех правильных ответов w₁), с одной стороны, и показателями свойств индивидуальности испытуемых - с другой. Корреляция оценивалась тремя способами: по коэффициенту корреляции Спирмена и по статистикам Гамма и тау Кендалла. Кроме того, для выявления более сложных взаимосвязей между способностью испытуемых увеличивать точность решения сенсорной задачи и свойствами их индивидуальности проводился пилотажный факторный анализ.

Отметим, что специфика психофизических исследований такова, что требуется большая статистика измерений для каждого наблюдателя в целях получения достоверных показателей сенсорного исполнения. Поэтому подобные эксперименты проводятся, как правило, с участием хоть и небольшого количества испытуемых, но хорошо тренированных. Соответственно, дифференциально-психофизические исследования выполняются обычно с участием не сотен испытуемых, как принято в дифференциально-психологических работах (когда с каждым проводится 1-2 измерения по конкретной методике), а лишь десятков и даже менее десяти, что достаточно для получения значимых результатов в силу большого объема сенсорных измерений. Например, в исследованиях Т.П. Войтенко (1991) с участием 14 испытуемых и И. Г. Скотниковой (Кочетков, Скотникова, 1993) с участием 13 и 7 испытуемых были установлены значимые корреляционные взаимосвязи между показателями обнаружения звукового сигнала на фоне шума и поле(не)зависимого, а также ригидного-гибкого когнитивных стилей в первом случае и между показателями различения зрительных стимулов и поле(не)зависимого, а также рефлективного-импульсивного стилей во втором случае.

Результаты и их обсуждение

В результате рангового корреляционного анализа данных психофизических и диагностических экспериментов выяснилось, что значимо коррелирует с величиной Дw только показатель n_ош в тесте Кагана на оценку импульсивности.

При вычислении корреляции по Спирмену коэффициент корреляции между ними оказался равным r = -0,60054 при p = 0,05074. Показатель ригидности по тесту Струпа (T₃ - T₂)/T₂) коррелирует с Дw незначимо: r = -0,5 при p = 0,117307. Для остальных показателей корреляция с Дw не является статистически значимой.

При вычислении корреляции с помощью статистики Гамма связь между Дw и n_ош теста Кагана оценивается величиной r = -0,510204 при p = 0,039211. Показатель склонности к риску Ириск по опроснику Когана-Валлаха коррелирует с Дw слабее: r = 0,444444 и менее значимо: p = = 0,059346. Для остальных показателей корреляция с Дw не является статистически значимой.

При вычислении корреляции с помощью статистики тау Кендалла связь между Дw и n_ош в тесте Кагана оценивается величиной r = -0,481571 при p = 0,039211. Показатель склонности к риску Ириск по опроснику Когана-Валлаха вновь коррелирует с Дw слабее: r = 0,440386 и менее значимо: p = 0,059346. Для остальных показателей корреляция с ДP не является статистически значимой.

При проведении факторного анализа число учитываемых факторов варьировалось от 1 до 3. Выделенные в результате анализа факторы и их нагрузки на переменные приведены в табл. 3-5. Жирным шрифтом выделены нагрузки, превышающие значимый уровень 0,7.

Таблица 3. Результаты факторного анализа для одного учитываемого фактора

Таблица 4. Результаты факторного анализа для двух учитываемых факторов

Таблица 5. Результаты факторного анализа для трех учитываемых факторов

Во всех трех случаях увеличение точности решения сенсорной задачи, описываемое переменной Дw, входит только в первый наиболее значимый фактор. Кроме переменной Дw в этот фактор всегда значимо входят показатели теста Кагана и индекс импульсивности Азарова. Таким образом, первый фактор можно условно назвать "импульсивностью- рефлективностью" испытуемых. Остальные два фактора связаны с переменной Дw очень слабо. Один из них отражает стиль "ригидность-флексибильность" по тесту Струпа, а второй - склонность к риску по опроснику Когана-Валлаха. Суммарный же по опросникам Айзенка-Белоуса и Бренгельмана показатель ригидности имеет довольно сильную тенденцию к включению в первый фактор и слабо коррелирует с остальными факторами. На эту тенденцию следует обратить внимание и проверить ее дополнительно.

Проведенный анализ позволяет сделать вывод о том, что индивидуальная способность наблюдателя осознанно управлять правильностью решения сенсорной задачи с помощью уверенности в принятом решении у рефлективных лиц выше, чем у импульсивных. Этот факт можно объяснить предположением, что у импульсивных лиц по сравнению с рефлективными более низкий (либеральный) критерий вынесения ответа об уверенности (более близкий к критерию вынесения основного ответа о сходстве или различии стимулов), которым они, по-видимому, не способны эффективно управлять в силу недостаточной сформированности механизмов наблюдения за своим поведением, его контроля и регуляции. Более развернутый анализ несформированности таких механизмов у импульсивных субъектов представлен М. А. Холодной (2004).

Предложенная интерпретация позволяет объяснить экспериментальные данные Скотниковой (2005, 2008) и Головиной (2006, 2009) о большей сверхуверенности импульсивных лиц в своих сенсорных суждениях по отношению к правильности этих суждений по сравнению с рефлективными, что может приводить первых к поверхностному анализу входной информации и потому сниженным показателям чувствительности (Скотникова, 1999). Действительно, их повышенная сверхуверенность может быть следствием более низких порогов принятия уверенных решений, чем у рефлективных субъектов.

Выводы

1. В разработанной для описания процесса выполнения сенсорных задач математической модели принятия решения с оценкой уверенности в его правильности теоретически обосновано, что величина уверенности в выбранной альтернативе решения может быть сведена к сумме эвристических свидетельств, накопленных в пользу этой альтернативы.

2. Предложенная модель прогнозирует, что вероятность правильности уверенных ответов превышает вероятность правильности всех (уверенных и неуверенных) ответов.

3. В экспериментальном исследовании выполнения обоих основных видов задач сенсорного различения: по шкале "больше-меньше" и по шкале "одинаковые-разные" как для пространственных, так и для временных признаков стимулов установлено, что среди уверенных ответов наблюдателей больше правильных, чем среди всех (уверенных и неуверенных) ответов, что подтверждает предсказание модели.

4. Использование инструкции, которая прямо стимулирует испытуемых стремиться к максимальной правильности уверенного решения, позволяет получить большее увеличение частоты правильных ответов, чем в случае инструкции, в которой уверенность нейтральна по отношению к повышению правильности. Это указывает на эффективность осознанного управления правильностью решения сенсорной задачи.

Литература

Шендяпин В.М. Сенсорное различение: математическое моделирование // Психофизика сегодня / Под ред. В.Н. Носуленко, И.Г. Скотниковой. М.: Изд-во "Институт психологии РАН", 2007. С. 123-135. Шендяпин В.М. Использование теории обнаружения сигнала для разработки модели уверенности при решении сенсорных задач // Математическая психология: школа В.Ю. Крылова / Под ред. А.Л. Журавлева, Т.Н. Савченко, Г.М. Головиной. М.: Изд-во "Институт психологии РАН". 2010.

С. 471-481.

Шендяпин В.М., Барабанщиков В.А. Использование теории обнаружения сигнала для разработки модели принятия решения человеком // Психология. Журнал Высшей школы экономики. 2008. Т. 5. № 3. С. 145-156.

Шендяпин В.М., Скотникова И.Г. Моделирование уверенности в процессе принятия решения // Интегрированные модели и мягкие вычисления в искусственном интеллекте. Сборник трудов Второго Международного научно-практического семинара. М.: Физматлит, 2003. C. 362-368. Шендяпин В.М., Скотникова И.Г. Математическое моделирование принятия решения и уверенности при выполнении сенсорных задач // Новости искусственного интеллекта. 2006. № 2. С. 5-13. Шендяпин В.М., Скотникова И.Г., Барабанщиков В.А., Тарасов В.Б. Математическое моделирование уверенности при принятии решения в сенсорных задачах // Психологический журнал. 2008. № 4. С. 84-97.

Adams J.K. A confidence scale defined in terms of expected percentages // American Journal of Psychology. 1957. V. 70. P. 432-436.

Balakrishnan J.D., Ratcliff R. Testing models of decision making using confidence ratings in classification // Journal of Experimental Psychology: Human Perception and Performance. 1996. V. 22. P. 615-633. Bjorkman M., Juslin P., Winman A. Realism of confidence in sensory discrimination: The underconfidence phenomenon // Perception & Psychophysics. 1993. V. 54. P. 75-81.

Ferrel W.R. A model for realism of confidence judgments: implications of underconfidence in sensory discrimination // Perception & Psychophysics. 1995. V. 57. P. 246-254.

Ferrell W.R., McGoey P.J. A model of calibration for subjective probabilities // Organizational Behavior and Human Performance. 1980. V. 26. P. 32-53.

Green D.M., Swets J.A. Signal detection theory and psychophysics. N.Y.: Wiley, 1974.

Heath R.A. Random-walk and accumulator models of psychophysical discrimination: a critical evaluation // Perception. 1984. V. 13. P. 57-65.

Heath R.A., Fulham R. An adaptive filter model for recognition memory // British Journal of Mathematical and Statistical Psychology. 1988. V. 1. P. 119-144.

Kagan J. Reflection-impulsivity: the generality of dynamics of conceptual tempo // Journal of Abnormal Psychology. 1966. V. 71. P. 17-24.

Lacouture I., Marley A.A.J. Non-linear decision process in absolute identification // Fechner Day'2000: Proceedings of the 10th Annual Meeting of the International Society for Psychophysics. (ISP) / Ed. by C. Bonnet. Strasbourg: France, 2000. P. 91-96.

Link S. W. C. S. Pierce, confidence and random walk theory // Fechner Day'2003: Proceedings of the 13th Annual Meeting of the International Society for Psychophysics. (ISP) / Ed. by B. Berglund, E. Borg. Larnaka: Cyprus, 2003. P. 151-156.

Link S.W., Heath R.A. A sequential theory of psychological discrimination // Psychometrika. 1975. V. 40. P. 77-105.

Stroop G.R. Studies of interference of serial verbal reactions // Journal of Experimental Psychology. 1935. V. 18. P. 643-662.

Usher M., McClelland J.L. The time course of perceptual choice: the leaky, competing accumulator model // Psychological Review. 2001. V. 108. №3. P. 550-592.

Usher M., Zakay D. A neural network model for attribute-based decision processes // Cognitive Science. 1993. V. 17. P. 349-396.

Van Zandt T., Maldonado-Molina M. A mechanism for two-choice discrimination: time dependent response reversals in recognition memory // Fechner Day'2000: Proceedings of the 10th Annual Meeting of the International Society for Psychophysics (ISP) / Ed. by C. Bonnet. Strasbourg: France, 2000. P. 109-114.

Vickers D. Confidence and response time in three-category judgment // Fechner Day'2003: Proceedings of the 13th Annual Meeting of the International Society for Psychophysics (ISP) / Ed. by B. Berglund, E. Borg. Larnaka: Cyprus, 2003. P. 325-331.

Размещено на Allbest.ru