Психофизика. Экспериментальное исследование уверенности в решении сенсорных задач

Автор: И. Г. СКОТНИКОВА

ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЕ ИССЛЕДОВАНИЕ УВЕРЕННОСТИ В РЕШЕНИИ СЕНСОРНЫХ ЗАДАЧ ¹

Г. И. Г. Скотникова

Кандидат психологических наук, старший научный сотрудник ИП РАН, Москва

Представлены результаты экспериментального изучения состояний уверенности-сомнительности суждений человека, соотносимых со степенью их правильности и скорости при решении сенсорной задачи с неопределенностью (порогового различения). Освещаются проблемы: "реализма уверенности" (в частности, межкультурная), соотношений между уверенностью и когнитивными стилями, математического моделирования принятия решения и уверенности в нем и др.

Ключевые слова: уверенность-сомнительность в суждениях, принятие решения, задачи порогового типа, сенсорное различение, реализм (калибровка) уверенности.

В предыдущей статье автора [12] анализировались современные представления о психологическом содержании понятия "уверенность" (Ув), актуальности, истории развития, ведущих направлениях и основных проблемах исследований Ув в суждениях и личностной Ув в себе в зарубежной и отечественной науке. Специальное внимание было уделено наиболее распространенной в настоящее время на Западе парадигме - изучению реализма (калибровки) Ув в суждениях. Автор около 15 лет экспериментально исследует Ув в суждениях в ситуациях с неопределенностью на материале классических задач порогового типа. Часть полученных результатов опубликована в развернутом виде за рубежом [46 - 48] и более фрагментарно - в отечественных изданиях [10 - 16]. В данной статье в сводном виде изложены основные экспериментальные факты, в том числе в виде табличных материалов, не представленных ранее в российской научной печати, а также новые результаты, публикуемые впервые.

Пороговые задачи относятся к базовому уровню когнитивной сферы - сенсорно-перцептивному - и широко распространены в медицине при диагностике и коррекции сенсорных дефектов, в деятельности операторов технических систем, врачей-рентгенологов, работающих в режиме обнаружения слабых сигналов среди помех, различения и/или идентификации сходных сигналов (объектов), при разработке видео - и аудиотехники, в дегустации и т.п. В процессе решения таких задач для человека характерны переживания неуверенности, сомнений, вызванных дефицитом сенсорной информации, что в свою очередь влияет на правильность-ошибочность высказываемых суждений и их скорость. Автор обосновывает понимание Ув в суждениях как сложного, комплексного, полифункционального конструкта: не только как параметра решения, но и как метакогнитивного процесса - переживаний субъекта по поводу своих впечатлений, решений, знаний; одного из источников когнитивного контроля над суждением. Это исследование Ув направлено также на выяснение психологической природы ошибок человека в неопределенных ситуациях².

Ув традиционно исследовалась лишь в одном из двух основных видов сенсорного различения - по типу "больше-меньше" (">, <"), иногда включающем также ответы "равно" (">, <, =" - см. обзоры [12, 25, 29, 51]). Во втором же виде различения - по типу "одинаковые-разные" ("same-different" - "=, ≠"), Ув практически не исследовалась. Эта задача вообще осталась малоизученной в психофизике (в отличие от "=, ≠"-опознания), хотя она широко распространена во многих областях практики, поскольку допускает не только количественное, но и качественное сравнение между собой любых объектов, субъектов и событий по типу "такой-не такой" [31]. Именно применительно к задаче "=, ≠" автор в ходе дифференцированного многопараметрического анализа исследует Ув в суждениях, соотнося эту характеристику решения с двумя другими ведущими его характеристиками: правильностью ответов (точностью - accuracy) и их скоростью.

¹ Работа выполнена при финансовой поддержке Российского гуманитарного научного фонда (код проекта N 03 - 06 - 00076а).

² Характеризуя в настоящей статье основные проблемы, автор лишь кратко упоминает соответствующие сведения литературы, поскольку развернутый их обзор был дан в упомянутой работе [12], по которой здесь и приводятся многие ссылки.

стр. 41

Рис. 1. График реализма (калибровки) уверенности, отражающий зависимость правильности решения (PC - пропорция верных ответов в процентах) от уровня Ув (Р_соп - используемые оценки Ув в процентах). Диагональ координатной плоскости отображает идеальную калибровку, кривые 1, 2 - недостаточную Ув (переходящую в сверхуверенность для верхних категорий Ув), кривая 3 - сверхуверенность. Рис. из работы [43].

Рис. 2. Распределение плотностей вероятностей (р) величин сенсорного различия (R₁ - R₂) и схематическая локализация на нем плотностей вероятностей верных-ошибочных-уверенных-сомнительных ответов при двухкатегорийной оценке Ув (уверен - сомневаюсь) согласно "теории субъективных расстояний", а - уверенные ошибочные ответы, b - сомнительные ошибочные ответы, с - сомнительные верные ответы, d - уверенные верные ответы. Рис. из работы [29].

Исследования Ув в сенсорном различении начались еще на рубеже XIX и XX вв. и широко развернулись во второй половине XX в. вслед за изучением Ув в когнитивных суждениях в связи с чрезвычайной актуальностью проблемы принятия решения в современную эпоху. Анализ соотношений между тремя названными параметрами решения вызвал целый ряд дискуссионных вопросов, часть которых исследовалась в данной работе. Ранее было установлено следующее.

1. Уверенность-сомнительность и правильность-ошибочность суждений

И в ранних психофизических исследованиях Ув, и в современных работах обнаружено, что в задаче ">, <" сомнительные суждения чаще бывают верными, чем ошибочными (см. обзор [29]). Однако это установлено лишь при расчетах относительно всего массива данных. Автор данной статьи анализирует эти соотношения для задачи "=, ≠ ", причем не только в такой традиционной форме, но и дополнительно - также раздельно для верных и ошибочных ответов, т.е. выясняет и неочевидное, по сути, обратное соотношение: что чаще бывает сомнительным - ошибки или верные ответы.

2. Реализм уверенности

Еще в конце XIX в. установлено, что Ув повышается монотонно с ростом точности различения, но "отстает" от нее (феномен "недостаточной уверенности" (Ндув) - underconfidence). При этом наблюдалась интраиндивидуальная взаимосвязь Ув и точности, но не межиндивидуальная. Однако феномен НдУв оказался неоднозначным: он проявлялся в основном для низких и средних категорий Ув, а для высоких - исчезал и даже изменялся на "сверхуверенность" (СвУв - overconfidence [29]), которая также выявлялась в ряде условий различения, обнаружения и идентификации (Свете и др., 1961; Мюрдоки др., 1966; Дэйвс, 1980; Керен, 1988; Гигеренцер и др., 1991 - цит. по [46]). (См. рис. 1.)

В настоящее время проблема соотношения между выраженными в процентах уровнями Ув в правильности решения и его фактической правильности рассматривается как ключевая и исследуется в рамках парадигмы реализма Ув (калибровки Ув по правильности). В литературе ведется острая дискуссия прежде всего между шведскими авторами - приверженцами классического феномена Ндув, и канадскими, обнаружившими парадоксальный эффект "трудности-легкости" - Этл (hard-easy effect): НдУв в легком различении и СвУв - в трудном (аналогично задачам на общую осведомленность). М. Бьоркман с соавторами [29] обосновывают НдУв как коренное свойство сенсорного различения, что следует из разработанной ими теории субъективных расстояний. В ее основе: а) терстоновское нормальное рассеяние сенсорных эффектов; б) допущение, что Ув является функцией субъективного расстояния между стимулами, и в) равноделение "интервала сомнения" между верными и ошибочными ответами, в результате среди сомнительных ответов оказывается больше верных, чем ошибочных. Суть модели наиболее наглядно дается для двухкатегорийной оценки Ув: "уверен-сомневаюсь" (рис. 2). Суммарная вероятность всех сомнительных ответов (верных и ошибочных) равна единице: b + с = 1. Если бы тех и других

стр. 42

ответов было поровну, то их вероятности были бы по 0.5. Но раз сомнительных верных ответов больше, чем сомнительных ошибочных (с > b), значит, вероятность первых (с) больше 0.5, а вероятность вторых (b) меньше. Поскольку вероятностная мера категории "сомневаюсь" составляет 0.5 (чистое гадание, тогда как для категории "уверен" такая мера равна 1), это оказывается меньше приходящейся на нее пропорции верных ответов, которая больше 0.5. То есть Ув оказывается меньше точности различения - появляется Ндув. Авторы теории предполагают, что при использовании более двух категорий Ув этот сдвиг сохраняется и для остальных категорий, в силу чего образуется НдУв в целом по опыту. НдУв действительно обнаружена в их экспериментах [29, 35, 42].

Дискуссионным здесь представляется неаргументированное равноделение интервала сомнения между верными и ошибочными ответами, противоречивым - отнесение теории лишь к задаче ">, <, =" по методу констант и вместе с тем обобщение НдУв на любое сенсорное различение. Авторы считают Этл в задачах на общую осведомленность артефактом в результате невалидного для испытуемых отбора вопросов на оценку знаний и устраняют его с помощью валидных вопросов, а Этл в сенсорном различении - артефактом при возможных методических дефектах [42]. Однако их канадские оппоненты демонстрируют адекватность методики и подтверждают существование Этл в различении [27].

Автор этой статьи могла бы предложить следующее объяснение Этл: человек склонен недооценивать сложность трудных задач и потому переоценивает свою Ув в их решении. И наоборот, он склонен переоценивать сложность легких задач и оттого недооценивает свою Ув в их решении.

В данной работе проблема Ндув-СвУв исследуется применительно к "=, ≠"-различению.

3. Межкультурные различия в реализме уверенности

Трансатлантические расхождения результатов разных авторов по вопросам о Ндув-СвУв перекликаются со сходными расхождениями, обнаруженными по данным вероятностного прогнозирования и бытовых наблюдений. Сравнительный анализ показал, что шведские испытуемые практически никогда не давали ответы "полностью уверен" [35, 42], канадские же и американские - в 20 - 40% случаев [27], а российские - в 90% случаев! [46, 48]. Кроме того, 46.3% американских и только 15.5% шведских автомобилистов оценивали себя как входящих в 20% водителей высшего класса (Свенссон, 1981 - пит. по [27]).

В ряде исследований описаны межкультурные и межнациональные различия в вероятностных суждениях (финансовых, спортивных, метеорологических прогнозах). Обнаружено устойчивое превышение СвУв у представителей стран Юго-Восточной Азии (особенно у китайцев) в сравнении с американцами (Яте и др., 1996, 1997; Иео, Харвей, 1997 - цит. по [27]). Четкого объяснения этих фактов пока нет. Но в целом на основании перечисленных материалов Дж. Барански и У. Петрусик [27] (классики в исследованиях Ув) предположили, что в оценках Ув при решении сенсорно-перцептивных задач также могут проявиться межкультурные и межнациональные различия.

В данной работе впервые проведено прямое специальное экспериментальное исследование этой проблемы (на материале сравнения российской и немецкой выборок).

4. Индивидуальные особенности и уверенность

Собственно дифференциально-психологических исследований Ув в суждениях немного. Р. Уолф и Дж. Грош [53] исследовали 14 личностных черт, которые были объединены при помощи факторного анализа в 4 фактора: аффективный, когнитивно-социальный, нарциссизм-эксгибиционизм, социабельность. Тесты на общую осведомленность, различение почерков и распознавание личности по опросникам показали, что Ув более зависит не от достигнутого уровня правильности, а от личностных черт, особенно - от первых двух факторов. В них вошли эмоциональность, самоуважение, оптимизм, познавательная потребность, объективизм и др. И. В. Вайнер в сенсорной задаче обнаружил большую Ув у лиц, мотивированных на достижение успеха, чем у мотивированных на избегание неудачи [6], а недавно В. Б. Высоцкий в мыслительной задаче - также у лиц с высоким волевым самоконтролем и низкой тревожностью [7]. А. Гаррига-Трилло с соавторами установили положительную взаимосвязь между Ув в суждениях при слуховой оценке временных интервалов и поведенческой импульсивностью по опроснику NEO PI-R (Big Five [32]).

Автор этой статьи впервые исследовала когнитивно-стилевые детерминанты Ув в сенсорных суждениях, поскольку именно этот класс индивидуальных особенностей специфически характеризует познавательную сферу человека. Среди когнитивных стилей была выбрана рефлективность-импульсивность, так как этот стиль более других затрагивает принятие решений в ситуациях с неопределенностью, для которых типичны состояния сомнения. Ранее автором была установлена пониженная чувствительность к различению временных интервалов у более импульсивных лиц по сравнению с более рефлективными [11]. Данные литературы [39, 40] позволяют предположить, что один из психологических механиз-

стр. 43

мов рассматриваемого явления может быть связан с нерациональными стратегиями когнитивной деятельности, свойственными импульсивным: невнимательным, поверхностным анализом входной информации и принятием решения не столько на основе этого анализа, сколько "доверяясь себе". В силу такого доверия они могут не испытывать потребности в тщательном анализе информации и в итоге часто ошибаться, что ведет к пониженным показателям чувствительности. Если верно высказанное предположение о повышенном доверии импульсивных к себе, то они должны быть более уверенными в своих суждениях, чем рефлективные. Это проверялось в исследовании.

5. Соотношения между правильностью, скоростью и уверенностью суждений

Как правило, с ростом точности и Ув ответов скорость их растет (ВР падает). Однако взаимные соотношения между тремя параметрами решения изменяются с изменением условий наблюдения. Так, точность и Ув ответов растут с ростом длительности стимулов, задаваемых экспериментатором, и падают, когда они регулируются самим испытуемым [51]. Обратная взаимосвязь между Ув и ВР наблюдается лишь в тех случаях, когда время на ответ не ограничивается; в противном случае эта связь прямая [43]. Соотношение между скоростью верных и ошибочных ответов изучалось преимущественно для опознания (а не различения), где установлено "правило Свенссона (Swensson), 1972" (цит. по [38]): для трудной задачи и установки на точность решения ошибочные ответы медленнее верных, а для легкой задачи и установки на скорость - наоборот. Эта проблема изучается автором для "=, ≠"-различения.

6. Соотношения между показателями реализма уверенности

Сложным и дискуссионным является вопрос о соотношениях между показателями реализма Ув (В, С, BS, R, S - см. раздел "Методика"). В литературе представлены противоречивые точки зрения. Не повторяя здесь обзор сведений по этой достаточно специальной проблеме, сошлемся на статью [12].

Автор впервые определила данные показатели и их соотношения для "=, ≠"-различения.

7. Математическое моделирование принятия решения и уверенности в нем

Уже с середины XX в. за рубежом проводится процессуальный теоретико-экспериментальный анализ принятия решения (ПР), включающий рассмотрение роли и места Ув в его структуре и динамике и выходящий на разработку концептуально-математических моделей. Они позволяют наиболее компактно и наглядно формулировать рабочие гипотезы о внутренних механизмах формирования Ув, проверять их соответствие эмпирическим данным и, что особенно важно, предсказывать характеристики процессов решения, учитывающих степень Ув. Применительно к Ув в сенсорных суждениях можно выделить два основных подхода в разработке таких моделей в зависимости от типа описания репрезентации сенсорных стимулов: а) в сигнальной форме - модели, основанные на теории обнаружения сигнала либо на концепции случайных блужданий или аккумуляторном принципе, обладающем наибольшими возможностями в этом классе моделей; б) в нейросетевой синаптической форме (см. обзоры [12, 23, 26, 51]). Преимущество нейросетевых моделей - в развитии "brain-like''-подхода к математическому моделированию психических процессов, т.е. в описании последних в соотношении с их нейрофизиологическими механизмами, рассматриваемыми как функционирование нейронных сетей мозга. Однако во всех перечисленных моделях описывается либо собственно процесс решения, а Ув - лишь эскизно, либо в конкретной форме Ув - но скорее для сложных жизненных решений, чем для сенсорных задач. Кроме того, не анализируется задача "=, ≠".

В отечественной психофизиологии Е. Н. Соколовым разработана модель векторного представления внешних стимулов в сенсорном пространстве человека [18, 19]. Стимул, воздействующий на ансамбль нейронов, порождает в каждом из них определенный уровень возбуждения. Комбинация этих возбуждений образует вектор возбуждения, характеризующий представление стимула в сенсорной системе. Однако векторная психофизиология ограничивается лишь описанием сенсорных представлений и не рассматривает процесс ПР на их основе (и тем более - Ув в нем).

Автор этой статьи участвует в разработке математической модели принятия решения и уверенности в нем, которую ведет В. М. Шендяпин [22, 23]. В модели используются преимущества ряда перечисленных подходов, включая описание сенсорных репрезентаций стимулов.

Таким образом, цель исследования состояла в экспериментальном изучении состояний уверенности-сомнительности человека в соотношении с правильностью и скоростью его ответов при решении сенсорной задачи с неопределенностью (порогового различения).

Задачи и гипотезы заключались в анализе состояний уверенности-сомнительности на материале типичной, но наименее изученной задачи сенсорного различения "такой-не такой" в сравнении с традиционной задачей "больше-меньше". А именно:

1. Выяснить, для каких ответов более характерна сомнительность: для верных или ошибочных.

2. Исследовать ключевую проблему "реализма уверенности": смещены ли оценки субъекта в

стр. 44

правильности решения в сторону недостаточной либо чрезмерной уверенности.

3. Проверить гипотезу Дж. Барански и У. Петрусика [27] о межкультурных и межнациональных различиях в реализме уверенности при решении сенсорно-перцептивных задач - на материале экспериментального сравнения российской и немецкой выборок в сопоставлении с данными литературы, полученными на выборках других национальностей.

4. Исследовать взаимосвязи между степенью уверенности в суждениях и индивидуальным когнитивным стилем "рефлективность-импульсивность". Гипотеза автора: импульсивные более уверены в своих суждениях, чем рефлективные.

5. Изучить взаимосвязи между скоростью решений, с одной стороны, и их правильностью и уверенностью, с другой.

6. Проанализировать соотношения между различными показателями реализма уверенности.

7. Разработать подход к математическому моделированию принятия решения и уверенности в нем в задаче сенсорного различения.

МЕТОДИКА

Методика экспериментов была разработана автором. Исследовалось пороговое зрительное различение длительностей в парах последовательных световых вспышек голубого люминесцентного индикатора прямоугольной формы яркостью около 20 нит и угловым размером 11.5°. Стимулы предъявлялись на экранах мониторов компьютеров РС-286 - 486, работающих в монохромном режиме с разрешением 800х600 пикселов. 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 [21]), длительность другого (600 мс - Δt) подбиралась индивидуально для каждого испытуемого в предварительных сериях как соответствующая традиционному разностному порогу Δt 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 - Δt, а также место более длительного стимула в парах разных стимулов были равновероятны и чередовались в случайном порядке. Каждому испытуемому после тренировки в предварительной серии шагами по 25 мс предъявлялись 7 величин Δt в диапазоне 100 - 300 мс в блоках, состоящих из 10 - 30 проб каждый (всего не менее 70 проб в серии). Интервал между вспышками в паре составлял 1 с, время на ответ (интервал между парами) не ограничивалось. После определения индивидуального порога испытуемого и тренировочных опытов с использованием выбранной индивидуальной величины Δt проводился основной опыт из 100 проб.

В каждой пробе испытуемые давали два ответа: оценивали 1) длительности в каждой паре как "одинаковые" или "разные" и 2) уверены или сомневаются они в правильности первого ответа, т.е. в правильности различения. Нейтральная инструкция задавала симметричный критерий принятия решения и ориентировала испытуемых давать возможно более точные ответы. Фиксировались характер и время каждого моторного ответа.

Всего в эксперименте участвовал 71 испытуемый с нормальным или корректированным зрением, мужчины и женщины в возрасте 18 - 51 год, образовавшие две выборки. 1) 29 чел. - инженеры космической техники и студенты вузов; 2) 42 чел. - студенты и сотрудники вузов. Из них 15 чел. - немецкие граждане, с которыми автор проводила эксперименты в университете г. Гёттинген (ФРГ). С остальными российскими испытуемыми, вошедшими во вторую выборку, эксперименты вели под руководством автора Е. В. Головина (с 21 исп.) и Б. Херманн (с 6 исп.). Общее число измерений составило более 12000. 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 хотя и небольшого количества испытуемых, но хорошо тренированных. Соответственно психофизические исследования выполняются обычно с участием не сотен испытуемых, как принято в дифференциально-психологических (когда с каждым проводится 1 - 2 измерения по конкретной методике), а лишь десятков или даже единиц, что достаточно для получения значимых результатов в силу большого объема сенсорных измерений.

Для участников первой выборки определялись характеристики когнитивного стиля "рефлективность-импульсивность" по тесту подбора сходных фигур Дж. Кагана [36] и опроснику В. Н. Азарова [1].

Оценивались три принципиальные психофизические характеристики различения (на материале различения длительностей): точность ответов, их скорость и Ув, а также показатели импульсивности испытуемых и соотношения всех переменных между собой. В целом в ходе статистической обработки полученных данных для каждого испытуемого вычислялись 20 показателей: порог раз-

стр. 45

Таблица 1. Пропорции верных-ошибочных-уверенных-сомнительных ответов для всего массива данных (левая часть); пропорции уверенных и сомнительных ответов среди верных и ошибочных ответов раздельно (правая часть)

	PC	РЕ	PC'	РЕ'
	d	а	d/c + d	a/a + b
con	0.656	0.229	0.916	0.832
	с	b	c/c + d	b/a + b
uncon	0.061	0.039	0.085	0.144

Обозначения. Для всего массива данных: PC (proportion correct) - пропорции верных уверенных и сомнительных ответов, РЕ (proportion erroneous) - пропорции ошибочных уверенных и сомнительных ответов, PC' - пропорции уверенных и сомнительных ответов среди верных ответов, РЕ' - пропорции уверенных и сомнительных ответов среди ошибочных ответов. Con (confident) - уверенные ответы, uncon (unconfident) - сомнительные ответы. Обозначения: a, b, c, d - см. рис. 3 и табл. 2.

личения длительностей (разностный порог Δt); общая по эксперименту пропорция правильных ответов (PC); средние значения ВР в целом по эксперименту и раздельно для верных и ошибочных ответов; пропорции сомнительных и уверенных ответов по отношению к общему массиву ответов, а также раздельно для верных и ошибочных ответов; значения средней категории Ув в целом по эксперименту (MX). Общепринятые показатели реализма Ув: смещение (Bias - В) средней категории Ув относительно правильности ответов в целом по эксперименту; по первой выборке - также более детальные индексы реализма Ув: калибровка (Calibration - С) и оценка Брайера (Brier Score - BS) - индексы, характеризующие степень соответствия между каждой категорией Ув и правильностью приходящихся на нее ответов; разрешение (Resolution - R) - распределение верных ответов по разным категориям Ув; наклон функции ковариации (Slope - 5) - разность между средними категориями Ув для верных и ошибочных ответов. Величины MX, В, С, BS, R, S вычислялись по формулам [25, 29, 45, 54]:

где: п_uncon - число сомнительных ответов в целом по опыту; п_con - число уверенных ответов в целом по опыту; N - общее число проб в целом по опыту; x_i - вероятностная мера i-й категории Ув: для категории "сомневаюсь" она принимается за 0.5 (чистое гадание), для категории "уверен" - за 1 (полная уверенность); n_i - число проб при использовании i-й категории Ув; с_i - пропорция верных ответов при использовании i-й категории Ув; МХ_cor - средняя категория Ув для верных ответов; МХ_err - средняя категория Ув для ошибочных ответов (чем больше величины В, С, BS, S и чем меньше величина R, тем менее реалистичны оценки Ув); стандартные показатели импульсивности для использованных методик ее оценки: среднее по первым шести картам теста Кагана время первого ответа, суммарное по этим картам число ошибок; индекс импульсивности Азарова (чем больше время первого ответа и число ошибок в тесте Кагана и чем ниже индекс Азарова, тем выше импульсивность).

Статистическая достоверность различий между показателями оценивалась по трем непараметрическим критериям: знаков, Вилкоксона и Манна-Уитни. Ранговые корреляции вычислялись тремя способами: Спирмена, Кендалла и "гамма" - между индивидуальными индексами точности, скорости и Ув различения, а также импульсивности. Методы непараметрической статистики использованы потому, что они неспецифичны относительно характера распределения эмпирических данных и оттого более универсальны и адекватны психологическим исследованиям, чем параметрические методы, применяемые лишь для нормальных распределений. Статистическая проверка гипотез о значимости различий между эмпирическими выборками начиналась с использования самого простого и оперативного критерия знаков и этим заканчивалась, если данный критерий оказывался достаточным для определения достоверности различий. В иных случаях применялись более мощные критерии Вилкоксона или Манна-Уитни (первый или второй в зависимости от имевшегося в тот момент статистического пакета анализа данных), на основе которых устанавливалась значимость либо незначимость различий.

РЕЗУЛЬТАТЫ И ИХ ОБСУЖДЕНИЕ³

1. Уверенность-сомнительность и правильность-ошибочность суждений

1.1. Частотный анализ суждений.

В среднем по всему массиву данных частотный анализ ошибочных и верных ответов в соотношении с их уверенностью-сомнительностью обнаружил следующее (см. левую часть табл. 1).

а) Частоты уверенных верных ответов (d = = 0.656) были в 2.8 раза больше частот уверенных ошибочных (а = 0.229), р < 0.001 (критерий Вилкоксона). Это согласуется с многочисленными данными для ">, <"-различения: d > а (табл. 2, см. также [29]).

б) Частоты сомнительных верных ответов (с = 0.061) тоже были больше частот сомнительных

³ В пунктах 2.2; 2.3 и 3 приведены данные, полученные для первой и второй выборок (29 и 42 испытуемых); в остальных пунктах - для первой выборки.

стр. 46

Таблица 2. Пропорции в общем массиве данных: уверенных ошибочных ответов (a), сомнительных ошибочных (b), сомнительных верных (с), уверенных верных (d) и соотношения между этими пропорциями (данные автора по "=, ≠"-различению [46], работ [28, 41] по ">, < "-различению и усредненные результаты работ [28, 41])

	а	b	с	d	с + d = PC	a + b = PE	c/c + d	b/a + b	MX	B = MX-PC
"=, ≠" [46]										+218
">, < "
[41]										-028
[28]										-068
Среднее [41, 28]										-048

Обозначения. MX - средняя категория Ув; PC - пропорция верных ответов, РЕ - пропорция ошибочных ответов; В - смещение средней категории Ув относительно пропорции верных ответов. Нули целых и запятые после них опущены.

ошибочных (b = 0.039), т.е. с > b аналогично результатам тех же работ (табл. 2, см. также [29]), но в меньшей степени - в 1.56 раза (рис. 3, A), что тоже значимо: р < 0.01 (критерий Вилкоксона). Таким образом, подтвердился классический факт: в сомнительной категории больше верных ответов, чем ошибочных (см. рис. 2).

1.2. Введены новые показатели Ув, характеризующие пропорции сомнений среди верных и ошибочных ответов раздельно (правая часть табл. 1), тогда как ранее было принято рассчитывать эти пропорции только по отношению к общему массиву ответов (левая часть табл. 2). Математически доказано (см. [46]), что предложенные показатели не сводимы к прежним мерам - пропорциям верных ответов в разных категориях Ув, входящим в индекс "разрешение" (R), и тем более - к индексу "калибровка" (С). Введенные пропорции позволяют более дифференцированно оценить соотношения верных-ошибочных-уверенных-сомнительных ответов, чем пропорции уверенных и сомнительных ответов в общем массиве данных.

1.3. Введенные и прежние пропорции характеризуют разные аспекты соотношений между точностью суждений и их Ув. С использованием предложенных показателей обнаружено следующее (правая часть табл. 1, рис. 3, Б): доля сомнений среди ошибочных ответов (b/(а + b) = 0.144) в 1.7 раза больше, чем среди верных (с/(с + d) = 0.085). Ошибочные ответы были чаще сомнительными, чем верные - в 41 случае из 48 (р < 0.01, критерий знаков). Аналогичная тенденция описана для оценки эластичности растяжения в физкультурных упражнениях в процедуре кроссмодального уравнивания стимулов [37]. В отличие от этого, прежние, менее дифференцированные расчеты относительно общего массива ответов выявляли менее частую сомнительность ошибок (b < с, рис. 2, 3, А). Таким образом, соотношение частот сомнений среди верных и ошибочных ответов по отдельности (b/(a + b)> c/(c + d), рис. 3, A) противоположно соотношению частот сомнений для тех и других ответов по всему массиву данных (b < с, левая часть табл. 1, рис. 3, А). Проведенное автором сопоставление этого результата с немного-

Рис. 3. А - пропорции верных (РС_ипсоп) и ошибочных (РЕ_ипсоп) сомнительных ответов по отношению ко всем ответам; В - пропорции сомнительных ответов по отношению к количеству верных (РС'_ипсоп) и ошибочных (РЕ'_ипсоп) ответов раздельно.

Рис. 4. Пропорции уверенных ошибочных (а), сомнительных ошибочных (b), сомнительных верных (с), уверенных верных (d) ответов при двухкатегорийной оценке Ув: А - в задаче "=, ≠"-различения [46]; В - в задаче ">, <"-различения (усредненные автором данные работ [41] и [28]). Все результаты получены для порогового уровня различения (PC = 0.7 - 0.8).

стр. 47

Таблица 3. Средние оценки Ув, правильности и времени ответов для первой и второй выборок

Выборка	MX	PC	В	МБР	ВРв	ВРо
1-я	0.934	0.716	+0.218	0.799	0.775	1.011
2-я	0.890	0.735	+0.165

Обозначения. MX - средняя категория Ув; PC - пропорция верных ответов; В (Bias) - смещение средней категории уверенности относительно правильности ответов (В = MX - PC); МБР - среднее значение ВР для всех ответов; ВРв - среднее значение ВР для верных ответов; ВРо - среднее значение ВР для ошибочных ответов (все значения ВР даны в мс).

численными данными других исследователей, применявших, как и мы, двухкатегорийную оценку Ув для сходной трудности различения (PC = 0.7 - 0.8 [28, 41]), показало, что это общий феномен для "=, ≠" - и ">, <"-различения (табл. 2).

2. Реализм уверенности

2.1. Впервые для задачи "=, ≠" и двухкатегорийной оценки Ув ответов ("уверен-сомневаюсь") определены современные характеристики реализма Ув. А именно: индексы реализма и смещения оценок Ув (отражающие степень соответствия между уровнями Ув в правильности ответов и их фактической правильности), индексы разрешения и наклона функций ковариации (распределения верных и ошибочных ответов по разным категориям уверенности).

2.2. Этот анализ выявил у всех 29 наблюдателей первой выборки и у 39 (из 42) - второй резко выраженную сверхуверенность (Свув) - превышение Ув над правильностью. Средние по выборкам смещения оценок Ув по отношению к пропорциям верных ответов (В = MX-PC) составили: по первой выборке +0.218 (табл. 3), по второй +0.165.

СвУв у большинства испытуемых обнаружена также для аналогичного уровня различения (порогового: PC = 0.7 - 0.8) в независимом исследовании [8], где использована методика автора этой статьи. Как указывалось выше, канадскими специалистами в задаче ">, <" обнаружен выраженный эффект трудности - легкости: в области надпорогового (легкого) различения (при PC = 0.8 - 1.0) наблюдалась Ндув, а в пороговой области, где различение затруднено (PC = 0.7 - 0.8), Ндув снижалась и переходила в Свув, что еще более усиливалось при случайном угадывании и инвертированном различении (PC = 0.2 - 0.5 [25, 27]). СвУв при пороговом ">, <"-различении установлена также в работах [30, 49]. Таким образом, обнаруженная автором СвУв в задаче "=, ≠", наблюдавшаяся в пороговой области, согласуется с эффектом СвУв в задаче ">, <" при аналогичных пороговых условиях различения.

Вместе с тем как наши результаты, так и сходные данные перечисленных авторов не согласуются с фактами недостаточной Ув (Ндув), стойко наблюдавшейся шведскими исследователями в задаче ">, <", в том числе на пороговом уровне различения (при PC = 0.7 - 0.8 [28, 29, 35, 41, 42]). Анализ распределений ответов, полученных при двухкатегорийной оценке Ув ("уверен-сомневаюсь") в обоих основных классах задач сенсорного различения: по типу ">, <" [28, 41] и "=, ≠" (по нашим данным [46]), позволил выявить соотношения верных-ошибочных-уверенных-сомнительных ответов, приведших к Ндув в первом случае и к Свув во втором (рис. 4).

А. По данным первой выборки, в задаче "=, ≠" интервал сомнительности (пропорция сомнительных ответов в общем массиве ответов: b + с) составил 0.039 + 0.061 =0.1 (рис. 4, А), а в задаче ">, <": 0.164 + 0.409 = 0.573 (рис. 4, Б), т.е. в первом случае этот интервал оказался почти в 6 раз меньше, чем во втором (см. также табл. 2).

Б. Хотя при расчетах относительно общего массива ответов в обеих задачах доля сомнительных верных ответов была больше доли сомнительных ошибочных (с > b), однако это превышение оказалось гораздо менее выраженным в задаче "=, ≠" (в 1.56 раза), чем в ">, <" (в 2.5 раза). Таким образом, сам факт превышения не обязательно ведет к Ндув, что противоречит мнению М. Бьоркмана с соавт. [29], считающим его основной причиной Ндув, а последнюю в силу типичности этого факта, по данным этих и других шведских исследователей [35, 42], коренным свойством сенсорного различения. Наши данные показывают, что, несмотря на превышение с над b (особенно при условии менее чем двукратного превышения), может наблюдаться не Ндув, а Свув, если в распределении ответов интервал сомнительности меньше интервала уверенности.

2.3. Средние по первой и второй выборкам испытуемых величины Свув (В = +0.218; +0.165) оказались в несколько раз выше тех, что установлены для ">, <"-различения при аналогичном пороговом уровне трудности (PC = 0.68 - 0.81; В = = +0.013...+0.072 [25, 27]). Вычисленный по результатам первой выборки индекс реализма Ув (С = 0.063) сравним с максимальными значениями для задачи ">, <" (С = 0.000064 - 0.063, данные ряда авторов, см. [47]). Таким образом, по обоим основным показателям (В и С), характеризующим соответствие между Ув и правильностью ответов, Ув хуже оценивается в задаче "=, ≠" по сравнению с задачей ">, <".

Вместе с тем, как показывают данные автора, несмотря на то, что неупорядоченное "=, ≠"-различение считается сенсорно более легким для наблюдателя, чем ">, <"-различение ("упорядоченное") [33], тем не менее Свув в первом случае больше, чем во втором (хотя в соответствии с эффектом трудности-легкости должно быть на-

стр. 48

оборот). Однако сопоставление уровней трудности в обеих задачах оказывается непростым и неоднозначным. Возникает проблема соотнесения разных видов субъективной трудности сенсорных задач: по типу субъективной измерительной шкалы и величине предъявленной сенсорной информации. В задаче "=, ≠" наблюдатель использует наиболее простую шкалу наименований, тогда как в задаче ">, <" - более сложную шкалу порядков. Уровень же различимости в обоих случаях, казалось бы, одинаков: PC ~ 0.7 - 0.8. Фактически же в задаче "=, ≠" ("простом различении") порог достигается при меньших величинах стимульной разницы, чем в задаче ">, <" ("дифференцированном различении" [3, 20]). То есть реально в первом случае наблюдатель работает с более трудной сенсорной стимуляцией. Возможно, этот фактор более значим, чем роль простой шкалы наименований, что и порождает большую Свув. Однако меньшие величины порога "=, ≠"-различения в сравнении с ">, <" обнаруживаются в том случае, когда наблюдатель сам вынужден перейти от второй задачи к первой по мере уменьшения предъявляемой стимульной разницы: переставая различать стимулы как большие или меньшие и оставаясь способным лишь разграничивать их как равные или различные (см. [3, 20]). В отличие от этого, когда задача "=, ≠" изначально дается в инструкции, тогда наблюдателю достаточно выполнять только это простейшее разграничение, а не проводить более тонкое сравнение ">, <".

Такая инструкция на "=, ≠"-различение исходно предъявлялась в нашем эксперименте. Поэтому величины порога (стимульной разницы, при которой регистрировалось 70 - 80% правильных ответов) были достаточно велики: 100 - 225 мс, т.е. 17 - 37% от значения эталона, равного 600 мс [46]. В отличие от этого, в задаче ">, <" при аналогичном уровне различения длин отрезков (PC = 0.7 - 0.8) величины порога составили 1 - 5% от значения эталона [25, 27, 43], что в 7 - 17 раз ниже, чем в нашей задаче "=, ≠". Таким образом, при исходной инструкции на "=, ≠"-различение оно оказалось довольно грубым, приводящим к высоким порогам. Возможно, с этим и связаны высокая Свув и низкий реализм Ув. То есть грубый, приблизительный характер "=, ≠"-различения может формировать неосознанную установку на не слишком тщательную работу в целом, в частности, генерализоваться на процесс оценки Ув, провоцируя также приблизительность и этих оценок. В отличие от этого, более тонкий и точный характер ">, <"-различения, дающего на порядок меньшие пороги, сопровождается также и более точными оценками Ув.

Данная проблема требует: а) выяснения соотношения между двумя видами субъективной трудности сенсорного различения: определяемой величинами предъявленных стимулов (пороговое различение труднее надпорогового) либо типом субъективной измерительной шкалы (простейшей шкалы наименований в задаче "=, ≠" и более сложной шкалы порядков в задаче ">, <"); б) сравнения порогов различения и оценок Ув в задаче "=, ≠" по инструкции и как вынужденной задачи при уменьшении стимульной разницы в исходной задаче ">, <"; в) сопоставления величин порогов для временных сенсорных признаков, использованных в нашей задаче "=, ≠", и пространственных признаков, применявшихся в большинстве задач ">, <" (табл. 5).

3. Межкультурные различия в реализме уверенности

На материале сравнения российской и немецкой выборок проверялась гипотеза о том, что причинами расхождения величин Ув (и ее реализма), полученных исследователями разных стран, могут быть межкультурные различия. С этой целью в настоящей работе сопоставлялись данные 29 российских испытуемых (первая выборка) и 15 немецких испытуемых (вторая выборка) [16, 48]. Полученные результаты представлены в табл. 4.

Мы видим, что в немецкой выборке величины разностного порога (MΔt = 170) для 70 - 80%-ного различения немного (но все же значимо) выше, чем в российской выборке (MΔt = 143). Пропорции же верных ответов в обеих группах статистически аналогичны (МРС = 0.742; 0.716), что естественно, поскольку диапазон различения был одним и тем же (70 - 80%). Степень Ув немецких испытуемых в правильности своих ответов (М(МХ) = 0.866) существенно выше уровня их объективной правильности (МРС = 0.742), соответственно смещение Ув ответов относительно их правильности (МB = МРС - М(МХ) = 0.124) положительное (у 14 чел. из 15, р < 0.01, критерий знаков). То есть немецкие наблюдатели, как и российские, оказались сверхуверены в правильности своего различения временных интервалов. Вместе с тем уровень Ув в немецкой группе был высокозначимо ниже, чем в российской (М(МХ) = 0.866 против 0.934), и соответственно у немцев резко (почти вдвое) слабее выражена Свув (МБ = 0.124 против 0.218). Меньшая Ув немецких испытуемых (по сравнению с российскими) вряд ли может быть связана с несколько меньшими порогами первых по отношению ко вторым. Ведь для реализма Ув критичным является уровень трудности задачи (степень неопределенности ситуации), характеризуемый в пороговых задачах пропорцией верных ответов, а он был практически одинаков для обеих групп (их пропорции верных ответов различались незначимо).

Сравним полученные данные с результатами, описанными для других национальных групп (табл. 5).

стр. 49

Таблица 4. Индексы различения и Ув, усредненные по немецкой и российской выборкам

Индекс	Немецкая выборка	Российская выборка	Различия средних (р<)
М Δt, σ	170; 39	143; 28	0.006
МРС, σ	0.742; 0.034	0.716; 0.050	0.229 - незначимо
М(МХ), σ	0.866; 0.0105	0.934; 0.060	0.001
MB, σ	0.124; 0.011	0.218; 0.066	0.0001

Обозначения см. в разделе "Методика".

Из данных табл. 5 видно, что для величин PC = = 0.7 - 0.8 Свув, обнаруженная автором в немецкой выборке и оказавшаяся почти вдвое меньше, чем в российской группе, была почти на порядок больше (р < 0.0001, критерий Манна-Уитни) среднего значения, характерного для канадской выборки (MB = 0.035 [25, 27]), в отличие от недостаточной уверенности, установленной для шведских испытуемых (MB = - 0.77 [28, 29, 35, 41, 42]). Полученные результаты подтверждают гипотезу Дж. Барански и У. Петрусика [27] о межкультурных различиях реализма Ув в сенсорных суждениях и перекликаются с известными межкультурными различиями в когнитивных суждениях (для последних сравнивались только американские и азиатские выборки). Данные, приведенные в табл. 5, показывают, что и величины Свув в канадских работах, и показатели Ндув в шведских исследованиях мало изменяются при изменении как различаемых сенсорных признаков (ими были различные зрительные признаки и подъем тяжестей), так и задачи ">, <"-различения в методе констант: от процедуры "да-нет" к процедуре "двухальтернативного вынужденного выбора".

И все же пока нельзя исключать, что большая Свув, обнаруженная автором в российской и немецкой выборках (по сравнению с наиболее известной величиной Свув у канадской выборки), может быть связана с тремя факторами организации измерений:

1) типом сенсорной задачи - более грубым характером использованного автором "=, ≠"-различения, приводящим к большим порогам (7 - 17% от величины эталонного стимула), по сравнению с более тонким характером использованного в канадских работах ">, <"-различения, дающим меньшие пороги (1 - 7% [27]);

2) примененной автором двухкатегорийной оценки Ув ("уверен-сомневаюсь"), которая может привести к частому использованию верхней категории (уверен) в сравнении с более дробными трех - (и более) категориальными системами оценки, распространенными у канадских и шведских исследователей. Подобный эффект обнаружен в канадской работе [44], но не прослеживает-

Таблица 5. Эмпирические показатели реализма Ув для ">, <" и "=, ≠"-различения (по данным ряда работ - подробнее см. [47])

N	Авторы работ, национальность испытуемых, различаемые сенсорные признаки, психофизическая процедура	PC	MX	В
	Obr., 1948 [41] (швед.); да-нет; видимая глубина, локализация звука	0.750 0.750	0.665 0.780	-0.085 0.030
	Bjor., Qvar., 1963 [28] (швед.); 2АВВ; видимая скорость	0.793 0.783 0.791	0.770 0.770 0.712	-0.023 -0.013 -0.079
	Bjor. et al., 1993 [29] (швед.); 2АВВ; тяжесть, зрительная длина прямоугольников	0.782 0.747	0.667 0.602	-0.115 -0.145
	Ваг., Petr., 1994 [25] (канад.); 2АВВ; видимая локализация стимула	0.796 0.747 0.766 0.761 0.711 0.617 0.551	0.783 0.784 0.779 0.833 0.755 0.747 0.780	-0.013 0.037 0.013 0.072 0.044 0.130 0.229
	Bar., Petr., 1995 (цит. по [46]) (канад.); 2АВВ; видимая локализация стимула	0.667 0.538	0.779 0.784	0.112 0.246
	Petr., Ваг., 1997 [43] (канад.); 2АВВ; видимая локализация стимула	0.678	0.834	0.156
	Bar., Petr., 1999 [27] (канад.); 2АВВ; видимая длина линии	0.720 0.787 0.719 0.529 0.580		0.064 0.010 0.052 0.233 0.184
	Oils., Win., 1996 [42] (швед.); 2АВВ; видимая локализация стимула	0.780 0.785 0.757 0.712 0.736 0.738 0.798 0.798 0.313 0.338	0.720 0.695 0.701 0.594 0.608 0.676 0.659 0.721 0.666 0.693	-0.060 -0.090 -0.056 -0.118 -0.128 -0.062 -0.139 -0.077 0.353 0.355
	Skotn., 1994 [46] (русские); "=, ≠"; видимая длительность	0.731	0.950	0.218
	Skotn. et al., 2001 [48] (немцы); "=, ≠*"; видимая длительность	0.742	0.866	0.124

Примечание. Данные, полученные в задаче ">, <", приведены для величин PC = 0.7 - 0.8 и величин PC, соответствующих значениям В_>, <, больших, чем +0.1 (тех, которые сходны с величинами В_{=, ≠}). Значения показателей в задаче ">, <", наиболее близких к их значениям в задаче "=, ≠" и соответствующие величины PC выделены полужирным шрифтом, да-нет - процедура "да-нет" в методе констант, 2АВВ - процедура двухальтернативного вынужденного выбора в методе констант.

ся в шведских [28, 29, 41, 42], т.е. его реальность еще надо проверять;

3) наличием в наших экспериментах ошибки временного порядка - разной успешности различения при предъявлении большего стимула до и после меньшего [17]. Аналогичная временная ошибка наблюдалась при различении длительностей, близких к 1000 мс [34], что сходно с использованными в нашей работе. Временная ошибка

стр. 50

может вызвать увеличение Свув аналогично подобному эффекту для пространственной ошибки - разной успешности различения при предъявлении большего стимула справа и слева от меньшего [27]. Действие названных гипотетических факторов планируется проверить в эксперименте с участием одних и тех же испытуемых. Причины различий, выявленных между российской и немецкой выборками, требуют специальных культурологических исследований.

4. Индивидуальные особенности и уверенность

В ходе статистической обработки данных первой выборки проверялось предположение автора о повышенной уверенности более импульсивных лиц в своих суждениях по сравнению с более рефлективными.

В целом по группе частоты ответов разных категорий распределились следующим образом: 67% уверенных верных ответов, 23% уверенных ошибочных, 6% сомнительных верных и 4% сомнительных ошибочных. При этом анализ корреляций всех трех видов (Спирмена, Кендалла и "гамма") между индивидуальными частотами ответов и оценками рефлективности-импульсивности (Р/И) показал, что более импульсивные субъекты, по данным опросника Азарова, достоверно чаще давали уверенные верные ответы, чем более рефлективные (r = 0.352 - 0.463, р < 0.02 - 0.008), хотя такие ответы доминировали у всех испытуемых. Значимых корреляций между частотами уверенных ошибочных ответов и оценками Р/И не наблюдалось, вероятно, потому, что таких ответов оказалось почти втрое меньше (5290 против 15180), т.е. гораздо меньшим был объем их выборки. Соответственно не существовало различий и по частоте всех уверенных ответов (почти четверть из них - ошибочные, не имеющие этих различий). Еще меньше оказались объемы выборок сомнительных верных (1380), сомнительных ошибочных (920) и всех сомнительных ответов (2300). Поэтому понятно, что для этих категорий ответов тем более не обнаружено достоверных корреляций с Р/И. На основе доминирующей категории ответов (уверенных верных) можно заключить о повышенной уверенности импульсивных субъектов в сенсорных суждениях. Наши данные согласуются с фактами положительной взаимосвязи между Ув в суждениях при слуховой оценке временных интервалов и поведенческой импульсивностью по опроснику NEO PI-R (Big Five [32]).

Можно думать, что повышенная Ув в суждениях у более импульсивных лиц по сравнению с более рефлективными, т.е. большее доверие импульсивных к себе, может быть одной из причин свойственных им нерациональных стратегий когнитивной деятельности: невнимательного, поверхностного анализа входной информации и принятия решения не столько на основе этого анализа, сколько "доверяясь себе". В силу такого доверия они могут не испытывать потребности в тщательном анализе информации и в итоге часто ошибаться, что ведет к пониженным показателям чувствительности, обнаруженным автором ранее [11]. По мнению же М. А. Холодной о наших данных (устное сообщение), подобное доверие к себе может быть не причиной недостаточности информационного анализа и соответственно ошибок, а защитно-компенсаторным механизмом, порожденным недостаточностью непроизвольного интеллектуального контроля импульсивных, который и приводит их к быстрым и часто ошибочным решениям. Пока трудно отдать предпочтение той или другой гипотезе. Но в любом случае, если верно предположение автора этой статьи о повышенном доверии импульсивных к себе, то они должны быть более уверенными в своих суждениях, чем рефлективные, что и подтвердилось в работе.

Исследование взаимосвязей между Ув субъекта и его когнитивными стилями продолжает Е. В. Головина [8] под руководством автора этой статьи с использованием разработанной последней методики по различению временных интервалов (см. раздел "Методика"). В этом комплексном экспериментальном исследовании Ув при решении сенсорно-перцептивной задачи рассматривается как составная часть полифункционального конструкта "уверенность" и включает изучение личностной Ув в себе и Ув в суждениях на двух когнитивных уровнях: базовом сенсорном и высшем уровне знаний. Взаимосвязи между основными когнитивными стилями человека и обоими видами его Ув изучаются с использованием новой радикальной методологии квадриполярного анализа стилей, предложенной М. А. Холодной (см. [8]).

Для стиля "поле(не)зависимость" обнаружена положительная взаимосвязь его мобильности (обучаемости перцептивным дифференцировкам в тесте "Включенные фигуры" Уиткина) и Ув. Иными словами, чем быстрее человек приобретает опыт в незнакомых условиях, тем он увереннее действует в ситуации сенсорных измерений, которые являются для него новым опытом. То есть именно мобильные испытуемые (и поленезависимые, и полезависимые - что особенно показательно) увереннее ориентируются в новых условиях. И те, и другие склонны затрачивать некоторые усилия при выполнении перцептивных заданий. Переход же в ходе научения от первоначально затрудненного неуспешного исполнения к более легкому и успешному ведет, видимо, к повышению их Ув, что проявляется также в сенсорных задачах.

стр. 51

Для стиля "диапазон субъективной эквивалентности" установлены взаимосвязи количества групп в тесте "Свободная сортировка объектов" Гарднера с Ув и ее адекватностью правильности решения (Bias) для всех ответов. А именно, "синтетики" ("широкие категоризаторы") менее уверены, но более адекватны в оценке правильности своих ответов. То есть субъекты, формирующие довольно мало групп, имеющие более целостное представление об окружающем мире, менее сверхуверены в собственных ощущениях и поэтому более адекватно оценивают правильность своих ответов, которая у них тоже повышена. "Аналитики" же ("узкие категоризаторы"), формирующие много групп, имеющие более детализированное представление о внешнем мире, склонные ориентироваться скорее на различие, чем на сходство объектов, более уверены в правильности своих ответов, но менее адекватны в оценке правильности и менее успешны в различении.

Для стиля "рефлективность-импульсивность" обнаружена отрицательная взаимосвязь времени первого ответа в тесте Кагана с Ув и положительная - с адекватностью Ув. Таким образом, подтвердились данные И. Г. Скотниковой [11]: более импульсивные лица наиболее уверены при зрительном различении временных интервалов; установлено также, что рефлективные более адекватно оценивают правильность своих ответов. То есть определяющими факторами успеха в перцептивном сравнении и сенсорном различении являются время, затраченное на сбор и анализ информации до принятия решения ("когнитивный темп"), и контроль правильности испытуемыми своих решений в ситуации неопределенности выбора.

Итак, Е. В. Головина [8] установила, что Ув в своих сенсорных впечатлениях связана с обучаемостью перцептивным дифференцировкам, импульсивностью, узким диапазоном субъективной эквивалентности, т.е. со способностью овладения новыми знаниями, информацией; с принятием решения без предварительного тщательного анализа ситуации; с ориентацией скорее на различие объектов, чем на их сходство, а также с более детализированным представлением о внешнем мире.

Адекватность оценки правильности своих сенсорных впечатлений связана с рефлективностью и широким диапазоном эквивалентности, т.е. с тщательным анализом ситуации до принятия решения; с глобальным представлением об окружающей действительности и ориентацией на сходство объектов.

5. Соотношения между правильностью, скоростью и уверенностью суждений

5.1. Ошибочные ответы были медленнее верных в 48 экспериментах из 49 (т.е. статистическая достоверность этого факта практически абсолютна) в среднем по группе на 30%: 1011 мс против 775 мс (см. табл. 2). Это верифицирует применительно к пороговому (трудному) различению "правило Свенссона" (Swensson, 1972 - цит. по [38]), установленное для трудного опознания и инструкции, требующей точности (а не скорости) ответов, как это было и у нас. Наши данные наиболее сходны с результатами Линка и Тиндалла (1971) для аналогичных условий; Уилдинга (1974) - для инструкций как на точность, так и на скорость; Пайка и Коппела (1976) - для задачи обнаружения сигнала (цит. по [38]).

Ошибки наблюдателя представляются следствием неотчетливости сенсорных впечатлений, замедляющей принятие решения. Полученные результаты характеризуют большую сомнительность (см. 1.3) и замедленность ошибок по сравнению с верными ответами для фиксированного - порогового - уровня различимости (при предъявлении пороговых стимульных различий). Данный факт не противоречит классическому: росту Ув и скорости ответов с ростом их точности, что справедливо для других условий: когда уровень различимости монотонно повышается с увеличением предъявляемых стимульных различий.

5.2. Корреляционный анализ по способам Спирмена, Кендалла и "гамма" показал, что чем медленнее ответы наблюдателей, тем они чаще сомнительны. Это подтверждает классический феномен обратной взаимосвязи между изменением скорости различения и Ув (см. обзоры [9, 38]). Новой информацией стало то, что скорость и уверенность коррелировали по всем трем временным показателям (среднему времени ответов, времени верных и ошибочных ответов раздельно) и всем пяти пропорциям уверенных ответов (всем уверенным, уверенным верным, уверенным ошибочным, доле уверенных среди верных, доле уверенных среди ошибочных: r = = 0.297 - 0.612, р < 0.04 - 0.0005).

5.3. По данным Кендалла - и "гамма"-корреляций, чем большим было время ошибочных ответов, тем меньшим - смещение оценок Ув по отношению к пропорции верных ответов (r = - 0.294, р < 0.03). Это, по-видимому, связано с замедленностью сомнительных ответов (см. 5.2). В этих случаях снижается средняя категория Ув, используемая субъектом, и соответственно в условиях установленной сверхуверенности (см. 2.2) она приближается к доле верных ответов, т.е. сокращается смещение первой относительно второй. Время ошибочных ответов оказалось связанным со смещением оценок Ув, видимо, потому, что оно было самым длительным: 1011 мс в среднем по группе, что на 30% выше времени верных ответов (775 мс) и на 27% выше времени всех ответов (799 мс). Соответственно и изменение времени ошибочных ответов могло быть наиболее выражено, что и

стр. 52

обусловило корреляции именно этой переменной со смещением оценок Ув.

6. Соотношения между показателями реализма уверенности

Теоретический анализ литературы выявил сведения и об отсутствии, и о наличии взаимосвязей между показателями реализма Ув, а в последнем случае - о разном характере этих взаимосвязей (см. [12]). Оценка корреляций всех трех типов, по данным первой выборки, обнаружила достоверную положительную взаимосвязь между индексами смещения оценок Ув (В) и калибровки (С, BS): r = 0.268 - 0.851; р < 0.05 - 0.003, с одной стороны, и между индексами разрешения (R) и наклона функции ковариации (5): r =