В таких условиях трудно узнавать слова из
списка (Davis а. о., 1961).
Другая особенность узнавания состоит в том, что его эф-
фективность остается высокой даже при длительных интер-
валах удержания. Иными словами, при оценке методом узна-
вания создается впечатление, что элементы забываются очень
медленно. В одном эксперименте с короткими списками С-Г-С
или слов при проверке на узнавание, произведенной через два
дня, эффективность оставалась на уровне, близком к 100%
(Postman a. Rau, 1957). Шепард (Shepard, 1967) в одном из
упомянутых выше экспериментов проверял удержание в па-
Процессы извлечения информации
мяти предъявленных картинок на протяжении 120 дней. Он
подвергал группы испытуемых проверке сразу после предъ-
явления элементов и по прошествии 2 часов, 3 дней, 7 дней и
120 дней. Как видно из графика на рис. 11.1, забывание имело
место, но оно происходило очень медленно.
Видимый уровень забывания в течение коротких проме-
жутков времени тоже зависит от способа проверки. Забыва-
Без задержки
~ 7 дней
Здня
".ч
Рис. 11.1. Зависимость среднего процента правильного узнавания старых
(предъявлявшихся раньше) элементов от интервала удержания (Shepard,
1967).
ние представляется заметно более медленным, когда его оце-
нивают методом узнавания (по сравнению с методом припо-
минания). Узнавание после коротких интервалов изучали
Шепард и Техтсуньян (Shepard a. Teghtsoonian, 1961).
Испытуемым давали большую стопку карточек, на каждой
из которых было написано какое-нибудь трехзначное число.
Испытуемые должны были просмотреть все карточки, отме-
чая относительно каждой из них, встречалось ли данное число
раньше. Конечно, числа, стоявшие на нескольких первых кар-
точках, испытуемый видел впервые. Но карточки были рас-
положены в стопке таким образом, что после нескольких
первых карточек <старые> карточки (с числами, которые ис-
пытуемый уже видел) и <новые> (с числами, которых, он еще
не видел) были расположены случайным образом и попада-
лись с одинаковой частотой. За исключением нескольких
карточек в основании стопки, встречавшихся только однажды
(для того чтобы обеспечить равную вероятность появления
старых и новых карточек), каждое число встречалось на кар-
точках дважды.
Шепарда и Техтсуньяна особенно интересовал вопрос о
том, как изменяется эффективность узнавания в зависимости
Глава II
от промежутка между первым и вторым появлением данного
числа. Если, например, в каком-то месте последовательность
карточек имела вил: 147, 351, 362, 211, III, 147, то можно
ожидать, что испытуемый произнесет <новая> при первом
появлении числа 147 и <старая>-при втором его появлении.
В данном случае промежуток равен четырем, так как число
карточек между двумя появлениями числа 147 равно четы-
рем. Если построить график зависимости правильных отве-
тов по старым элементам от величины такого промежутка, то
получится кривая, представленная на рис. 11.2. Как показы-
вает эта кривая, процент правильных ответов вплоть до та-
ких больших промежутков, как 60 элементов, был выше того,
который можно было бы отнести на счет случайности (т. е.
правильных ответов было больше, чем если бы испытуемый
отвечал просто наугад). Поскольку в каждом случае вероят-
ность случайного совпадения составляет 0,5 (элемент либо
новый, либо старый), то при простом угадывании правильные
ответы составляли бы 50%. Поэтому, когда процент правиль-
ных ответов выше 50%, мы вправе подозревать, что испытуе-
мый не просто угадывает, а использует содержащуюся в его
памяти информацию, которая помогает ему достигнуть луч-
ших результатов, чем при случайных ответах. Таким обра-
зом, мы видим, что промежуток, на протяжении которого в
подобной ситуации происходит забывание, составляет около
60 элементов.
Эти результаты можно сравнить с данными, полученными
в сходном эксперименте, в котором проверялось не узнавание,
а воспроизведение: речь идет о результатах эксперимента Во
и Нормана с щифрюй-зондом (Waugh a. Norman, 1965),
описанных в гл. 6. Там тоже был промежуток, определявший-
ся как число цифр между первым и вторым появлением <зон-
да>, и тоже был показатель сохранения следа в памяти-при-
поминание цифры, непосредственно следовавшей за <зондом>.
Во и Норман установили, что эффективность припоминания
снижалась до уровня угадывания, когда этот промежуток
соответствовал примерно 12 цифрам. Таким образом, несмот-
ря на сходство кривых забывания, отражающих постепенное
снижение сохранности следов по мере увеличения числа про-
межуточных элементов, число этих элементов, необходимое
для того, что представляется полным забыванием, совершен-
но различно. При узнавании какая-то память о данном эле-
менте еще выявляется даже после 60 промежуточных элемен-
тов, тогда как воспроизведение становится невозможным
после 12 промежуточных элементов. Итак, в той мере, в ка-
кой эти опыты можно считать сравнимыми, забывание на
протяжении коротких периодов, измеряемое методом узнава-
Процессы извлечения информации
ния, очевидно, выражено слабее, чем при измерении методом
припоминания,-точно так же как и на протяжении более
длительных периодов.
О 102030405060
Число промежуточных элементов
Рис. 11.2. Зависимость правильного узнавания старых элементов от числа
стимулов в промежутке между первым и вторым предъявлением данного
элемента (Shepard a. Teghtsoonian, 1961).
ТЕОРИЯ ОБНАРУЖЕНИЯ СИГНАЛА И УЗНАВАНИЕ
Теперь, когда мы знакомы с некоторыми основными фак-
тами относительно узнавания, настало время заняться теоре-
тической моделью узнавания элемента, хранящегося в памя-
ти. Это в сущности первая модель извлечения.. .информации,.
которую мы рассмотрим, модель процесса узнавания, осно-
ванная на теории обнаружения сигнала. Эта модель позволит
нам оценить количество содержащейся в памяти информации,
на которой испытуемый основывает свои суждения при узна-
вании. Кроме того, она откроет подход к очень важной про-
блеме, связанной с тестами на узнавание,-проблеме иска-
жения результатов из-за угадывания.
Рассмотрим в качестве иллюстрации воображаемый опыт,
в котором двум группам испытуемых предъявляют описок
элементов, а затем проверяют узнавание методом <да - нет>.
Этот метод состоит в том, что испытуемому при проверке
предъявляют вперемежку элементы, содержавшиеся в списке,
и дистракторы и просят его отвечать <да>, если он полагает,
что данный элемент был в списке, и <нет>, если он думает
что это дистрактор. Допустим теперь, что одной группе испы-
туемых (<свободной> группе) говорят, что эффективность уз-
навания будет оцениваться на основе точности всех ответов_
16-466
Глава II
<да> и <нет>-и что за попытки к угадыванию никакие штра-
фы налагаться не будут. Другая группа испытуемых (<кон-
сервативная>) получает несколько иную инструкцию. Им
указывают, что эффективность узнавания будет оцениваться
по правильности ответов <да> и что всякий раз, когда д-ист-
рактор будет ошибочно принят за элемент списка, это повле-
чет за собой большой штраф. Ясно, что после таких -инетру.к-
ций разумная стратегия этих двух групп будет совершенно
различной. Поскольку испытуемых первой группы не штра-
фуют за угадывание, они будут прибегать к нему. Всякий
раз, когда они не будут уверены, старый перед ними элемент
или новый, они будут отвечать наугад. Вторая же группа
должна быть очень осмотрительна в отношении ответов <да>;
поэтому в тех случаях, когда у этих испытуемых нет абсолют-
ной уверенности в том, входит ли данный элемент в состав
списка или же это дистрактор, они будут отвечать, что это
дистрактор.
Ввиду такого различия в стратегии эффективность узна-
вания в этих двух группах должна быть различной. Прежде
всего, если говорить о правильности узнавания элементов
списка, т. е. о проценте случаев, когда испытуемый отвечал
<да> при предъявлении ему такого элемента, то, вероятно,
окажется, что у <свободной> группы этот процент выше. Ведь
испытуемые этой группы могли без опасений высказывать
догадки <да>, и некоторая доля этих догадок могла оказать-
ся верной. Что касается испытуемых <консервативной> груп-
пы, то они проявляли большую осторожность при выборе от-
вета <да>. Хотя в значительной части случаев ответ <да> мог
бы оказаться верным, они были вынуждены отвечать <нет>
в отношении многих элементов списка. В результате при про-
верке на узнавание элементов списка они получают более
низкие оценки. Кроме того, доля верных ответов у испытуе-
мых <свободной> группы может быть в целом выше, так как
им разрешено <угадывать>. А поскольку испытуем?..". <консер-
вативной> группы во многих случаях, когда им казалось, :то
предъявленный элемент входил в список, вынуждены были
отвечать <нет>, чтобы не рисковать, они поневоле допускали
ошибки.
Смысл описанного эксперимента очевиден. Хотя нет ника-
ких оснований считать, что эти две группы испытуемых со-
храняют в памяти разное количество информации относи-
тельно списка элементов, их оценки в тесте на узнавание
различны. Если бы мы вздумали на основе этих оценок де-
лать выводы о памяти испытуемых на элементы списка, то
мы впали бы в ошибку. Ибо различия в эффективности узна-
вания элементов между двумя группами испытуемых вызва-
Процессы извлечения информации
ны определенной тенденцией в их ответах, которая в свою
очередь обусловлена инструкциями. Значит, если мы хотим
использовать метод узнавания для оценки запоминания эле-
ментов списка, мы должны найти какой-то способ, позволяю-
щий учитывать влияние такого рода тенденций и догадок.
Существует несколько способов внесения <поправок на
угадывание>, позволяющих получить довольно точные оценки
эффективности памяти. Один из них состоит в том, что
используют метод двухальтернативного вынужденного выбора
(<да - нет>) и дают скорректированную оценку ответов
испытуемого, вычитая из числа верных ответов число невер-
ных. При этом предполагают, что результаты угадывания
распределяются случайно (т. е. что при угадывании число
верных ответов равно числу неверных) и что всякий раз, ког-
да испытуемый дает неверный ответ, он отвечает наугад.
В таком случае следует ожидать, что число неверных ответов
будет отражать только половину всех тех случаев, когда он
отвечает наугад, потому что другая половина его догадок
должна оказаться верной просто по закону случая. Значит,
из числа верных ответов данного испытуемого надо вычесть
число догадок, оказавшихся верными. При двухальтернатив-
ном выборе число верных догадок должно быть равно числу
неверных догадок, поэтому скорректированная оценка будет
равна общему числу верных ответов минус число неверных.
Если, например, испытуемый, отвечая на 100 вопросов, при-
бегал к угадыванию 10 раз, то он в среднем угадает 5 раз
верно и 5 раз неверно. Поэтому из общего числа данных им
95 верных ответов следует вычесть 5, так как в пяти из своих
верных ответов он не помнил, а угадывал.
Однако такой метод внесения поправки некоторые психо-
логи считают неточным. Дело в том, что, предполагая равное
число верных и неверных ответов при угадывании, мы не учи-
тываем возможную склонность испытуемого чаще давать от-
вет определенного типа или его способность лучше узнавать
старые элементы, чем дистракторы. Как мы увидим, теория
обнаружения сигнала создает более разумную основу для
внесения поправки на угадывание. Мы рассмотрим этот под-
ход довольно подробно, так как он используется и для многих
других целей. Его можно также рассматривать как одну из
теорий узнавания.
Теория обнаружения сигнала была разработана в связи
с задачами обнаружения звуковых сигналов (Green a. Swets,
1966). В типичном случае такая задача состоит в следующем.
Испытуемый прислушивается к какому-то сигналу (напри-
мер, тону) на фоне белого шума (например, шипения или ат-
мосферных помех). Если в определенный период времени этот
Глава II
сигнал появляется, то испытуемый нажимает на кнопку. При
таких условиях в течение заданного интервала возможны
четыре различные ситуации: 1) если сигнал возникает и ис-
пытуемый нажимает на кнопку, то регистрируется попада-
ние; 2) если сигнал возникает, но испытуемый не замечает
его и не нажимает на кнопку, то регистрируется промах;
3) если сигнала нет и испытуемый не нажимает на кнопку,
регистрируется оправданный отказ; 4) если сигнала нет, но
испытуемый тем не менее нажимает на кнопку, регистрирует-
ся ложная тревога. Таким образом, в случае попадания или
оправданного отказа реакции испытуемого правильны, а в
случае промаха или ложной тревоги он допускает ошибку.
Задача на обнаружение звукового сигнала непосредствен-
но сопоставима с пробой на узнавание, проводимой по мето-
ду <да-нет>. Рассмотрим эксперимент, в котором испытуе-
мому сначала показывают список элементов, а затем прове-
ряют узнавание; проверка состоит в том, что ему последова-
тельно предъявляют различные элементы и он всякий раз
должен произнести <да> (или <старый>), если он считает, что
этот элемент уже был в исходном списке, и <нет> (или <но-
вый>) , если он считает, что это дистрактор. В этом случае
предъявление старого элемента (такого, который действи-
тельно содержался в списке) подобно появлению тона в зада-
че на обнаружение звукового сигнала, а предъявление нового
элемента (дистрактора) подобно отсутствию сигнала. Другое
сходство состоит в том, что всякий раз, когда испытуемому
предъявляют для проверки узнавания какой-то элемент, воз-
можен один из четырех случаев (рис. 11.3). Во-первых, эле-
мент может быть старым (т. е. таким, который уже был в
списке) и испытуемый может сказать о нем: <старый>; в этом
случае он дает правильный ответ и, так же как и в задаче со
звуковым сигналом, это называется попаданием. Во-вторых,
элемент может бытыста1рым, .
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51