CC BY
9
перспективного болеутоляющего средства на его основе // VII Всероссийский съезд неврологов: Тезисы докладов. Н. Новгород. 1995. С. 514.
51. Шилова О.П., Парин С.Б. Сравнительный анализ ангинощшептивного действия некоторых зоотоксинов И Вестник ННГУ им.Н.И.Лобачевского. Н. Новгород: ННГУ. 1995.
52. Шутеу Ю., Бэндилэ Т., Кафрицэ А, Букур А.И., Кындя В. Шок. Бухарест. 1981.
53. Faden A.J., Holaday J.W. Naloxone reversal of endotoxin hypotension suggests role of endorphins in shock // Nature. 1978. V. 275. P. 450-451.
54. Feuerstein G., Ailam R., Bergman F. Reversal by naloxone of haemorrhagic shock in anephric cats // Eur J.Pharmacol. 1980. V. 65. P. 93-96.
55. Holaday J.W. Cardiovascular consequences of endogenous opiate antagonism // Biochem. Pharmacol. 1983. V. 32. P. 573-585.
56. Holaday J.W., Faden AJ. Naloxone treatment in shock // Lancet. 1981. V. 2. P. 201.
57. Hughes J., Smith T.W., Kosterlitz H.W., Fothergill U.A., Morgan B.A., Morris H.R. Identification of two related pentapeptides from the brain with potent opiate agonist activity // Nature (Lond.). 1975. V. 258. P. 577-579.
58. Reghunandanan R., Reghunandanan V., Marya R.K. Opioid antagonism in haemorrhagic shock // Current Science. 1991. V. 61. P. 467-471.
59. Selye H. Stress. Montreal. 1950.
60. Shilova O.P., Parin S.B., Krylov V.N. Specific pain-appeasing activity of new medicinal preparations with bee venom // Apimondia: 34th International Apicultaral Congress (Lausanne, Switzerland). Bucharest: Apimondia. 1995. P. 400.
61. Teschemacher H., Opheim K.E., Сох B.M., Goldstein A. A peptide-like substance from pituitary that acts like morphine II Life Sei. 1975. V. 16. P. 1771-1776.
62. Terenius L., Wahlstrom A. Morphine-like ligand for opiate receptors in human CSF//Life Sei. 1975. V. 16. P. 1759-1764.
ВЛИЯНИЕ ПЕРЦЕПТИВНОЙ МАСКИРОВКИ НА ОЦЕНКУ ДЛИТЕЛЬНОСТИ СТИМУЛОВ
Г. С. Шляхтин
Влияние информации, содержащейся в стимуле, на оценку его длительности, подтверждено достаточно большим числом экспериментальных фактов и нашло свое отражение во многих теоретических концепциях и формальных моделях. Однако стимул всегда существует в определенном стимульном окружении — пространственном либо временном. Этот «стимульный контекст» воздействует на процессы формирования образа и на параметры самого образа, что во временном аспекте проявляется в хорошо известных феноменах перцептивной маскировки (прямой и обратной), временных ошибках1, различного рода постэффектах2. Изучение этих феноменов по отношению к модальным, интенсивностным и пространственным характеристикам стимулов обеспечило богатый эмпирический
1 Фресс П. Восприятие и оценка времени II П. Фресс, Ж. Пиаже. Экспериментальная психология. М.: Прогресс, 1978. Вып. 6. С. 88-135; ЭдькинД.Г. Восприятие времени и принцип обратной связи // Вопр. психологии. 1962. №. 2. С. 151-155.
2 Walker J.T., Irion A.L., Gordon D.G. Simple and contingent aftereffects of perceived duration in vision and audition. // Percept, and Psychophys. 1981. Vol. 29, N. 5. P. 475-486.
материал, давший очень многое для раскрытия механизмов перцептивного процесса.
Именно этот «контекст» выступает в качестве основы, на которой базируется процесс субъективного отражения времени и функционирование системы организации поведения во времени1. Вместе с тем недостаточно изучены закономерности взаимодействия основных «сенсорных образующих» данного контекста, которые обеспечивают формирование адекватных оценок временных параметров среды.
Поэтому представляется весьма продуктивным с точки зрения выявления механизмов и закономерностей восприятия времени изучение влияния взаимодействия процессов переработки информации о стимулах на формирование субъективной оценки длительности, что и явилось предметом данного исследования.
Методика
Экспериментальное исследование состояло из трех серий, проводившихся с разными группами испытуемых. Каждая серия заключалась в предъявлении испытуемому набора стимульных проб, разделявшихся 4-секундными интервалами для ответов. Отдельная проба состояла в предъявлении бинаурально через наушники двух последовательных звуковых стимулов, различавшихся по длительности звучания и высоте тона (низкий тон — 400 Гц, высокий — 1000 Гц). Субъективные громкости стимулов предварительно уравнивались.
Один из стимулов определялся инструкцией как эталонный (Гэ), другой — как переменный (7’„). Межстимульный интервал (АТ), разделявший стимулы в пробе, определялся как интервал времени между моментами: а) окончания звучания низкого тона и начала звучания высокого, если первым в пробе предъявлялся низкий тон (в этом случае полагалось АТ >0); б) окончания высокого тона и начала низкого, если первым в пробе предъявлялся высокий тон (в этом случае АТ <0). Во всех трех сериях использовались одни и те же значения АТ: 0, ±300, ±800, ±1450 мс, причем пробы с различными значениями АТ, Тэ и Т„ чередовались случайным образом, а число проб с каждым из этих значений было в серии одинаковым. Длительность каждой серии составляла 50-60 минут. Задача испытуемых заключалась в том, чтобы после каждой пробы определить, во сколько раз переменный стимул (Т„) длиннее или короче эталонного (7,) по времени звучания — т.е. они должны были определить отношение длительностей Т„ и Г„ используя метод парного сравнения.
В I серии инструкцией в качестве эталона определялся интервал времени, заполненный низким тоном (400 Гц) и имевший неизменную длительность: 7,=1000 мс на протяжении всей серии. Длительность переменного стимула Т„ (высокий тон) в пробе могла быть равна одному из шести значений: 200, 250, 300, 350, 400 или 500 мс. От пробы к пробе Т„ менялся случайным образом, но общее число проб в серии с каждым значением Т„ было одинаковым и равнялось 80 — по 10 на каждое значение АТ. От испытуемого требовалось оценить в каждой пробе во сколько раз Тп короче Т,. Диапазон оценок выбирался испытуемым произвольно. В экспериментах приняло участие 50 человек.
Во П серии, в отличие от первой, длительность эталонного стимула (низкий тон) менялась в ходе эксперимента и могла принимать следующие значения: Г,=250, 500, 1000 мс. Длительность переменного стимула (высокий тон): Гя=125,
1 Шляхтин Г.С. Системная организация процессов регуляции поведения во времени // Психологические механизмы регуляции поведения и оптимизация трудовой и учебной деятельности. Горький: Изд-во Горьк.гос. ун-та, 1987. С. 4-29.
250, 500, 1000 мс. Сочетания значений Т, и Т„, когда Т,<Тп и Т,=Т„=250 мс, в эксперименте не использовались. Оставшиеся сочетания, число которых равнялось 8, предъявлялись по 48 раз, т.е. по 6 предъявлений каждого сочетания на каждое из 8 значений АТ.
Задача испытуемого оставалась такой же, как и в I серии — оценить, во сколько раз переменный стимул короче эталонного. В эксперименте участвовало 10 испытуемых.
В Ш серии стимульный материал был полностью идентичен использованному во II серии. Однако теперь в качестве эталонов инструкцией определялись те стимулы, которые во II серии выступали как переменные, а в качестве переменных — те, которые ранее были эталонными. Таким образом, в III серии эталонные стимулы (высокий тон) имели длительность Т,-=125, 250, 500, 1000 мс, а переменные стимулы (низкий тон) — 7’„=250, 500, 1000 мс.
Соответственно и задача, которую решали испытуемые, изменилась на обратную: теперь требовалось оценить, во сколько раз переменный стимул длиннее эталонного по времени звучания.
Таким образом, главная особенность III серии состояла в том, что при сохранении неизменными физических параметров стимуляции менялась субъективная организация задачи (по сравнению со II серией). В экспериментах приняло участие 10 человек.
Результаты
По данным, полученным в каждой из трех серий, были рассчитаны значения оценок, дававшихся испытуемыми отношению длительностей эталонного и переменного стимулов, для всех использовавшихся в сериях сочетаний основных переменных эксперимента — АТ, Т, и Т„. Затем эти оценки усреднялись по всем испытуемым, принимавшим участие в серии, и дальнейший анализ проводился по усредненным по всем испытуемым значениям оценок (М) — т.е. индивидуальные особенности работы испытуемых не учитывались.
Изменения М в зависимости от величины АТ при различных значениях Т„ и Т„ полученные в I и II сериях, приведены на рис.1. Как видно из рисунка, динамика М обладает рядом характерных особенностей.
В первую очередь следует отметить, что решающим фактором, определяющим характер зависимости М от АТ, и в первой и во второй сериях является порядок следования в пробе эталонного и переменного стимулов (т.е. положительной или отрицательной является величина АТ). Однако вид этой зависимости совершенно различен в сериях.
В I серии при АТ<0, то есть когда в пробе первым предъявляется переменный стимул, величина оценки практически не зависит от значения АТ. Экспериментальные точки (рис.1, а) хорошо аппроксимируются прямыми, параллельными оси АТ. Незначительное увеличение М при Т„ = 200, 250, 300 мс и АТ= 0 не достигает уровня статистической значимости. Если же порядок следования стимулов в пробе другой — первьм предъявляется эталон (т.е. АТ>0), то субъективные оценки М начинают нелинейно зависеть от величины АТ. Причем вид зависимости одинаков для всех использовавшихся значений Тп.
Во П серии по сравнению с первой характер зависимости М от АТ в областях АТ<0 и АТ>0 меняется на противоположный. При АТ<0 величина М становится нелинейно зависящей от АТ (в I серии они были независимы), а при АТХ) зависимость отсутствует (в I серии она была) (рис.1, б).
м
0.5 1.0 1.5 ДГ,с
М
М
Рис.1. Зависимость М от АТ, полученные в I (а) и II (б) сериях ( Ф - экспериментальные точки, — аппроксимирующие функции)
Одной из наиболее вероятных причин зависимости М от АТ может быть взаимодействие процессов формирования образов звуковых сигналов, заполняющих оцениваемый интервал времени. Результатом взаимодействия является соответствующее изменение субъективной длительности этих сигналов и, следовательно, оценки отношения длительностей М. Для проверки этого предположения проведем анализ полученных экспериментальных результатов в рамках формальной модели, учитывающей такое взаимодействие за счет введения прямой и обратной маскировок (далее ПМ и ОМ).
Учитывая, что в большинстве исследований по шкалированию длительности коротких тональных посылок психофизический закон имеет степенную форму1,
1 Багрова Н.Д. Фактор времени в восприятии человеком. Л.: Наука, 1980. 96 с.; Гольдбург С.Н. Особенности оценки человеком длительности коротких звуков // Механизмы слуха. Л.: Наука, 1967. С. 150-157; Гольдбурт С.Н., Огинец Л.В. Шкалирование длительностей коротких звуков методами мультипликации и фракционирования II Вестник Ленингр.
полагаем, что и в нашем случае имеет место:
Г= к- (Г-ГХ (1)
где Г — физическая длительность стимула; Т0 — пороговое значение Т (наименьший интервал времени, начиная с которого все события большей длительности воспринимаются как имеющие протяженность во времени); Т — субъективная длительность (оценка) стимула; Л — коэффициент размерности.
Исходными величинами, которые использует испытуемый при принятии решения об отношении длительностей, служат не непосредственно субъективные
длительности эталонного и переменного стимулов (Г* и Т*п), а величины Т* и
Т *, в значениях которых учтено влияние прямой и обратной маскировок в зависимости от АТ.
Т*э =Г* -Т* ■ а&хр(-АТком), (2.а)
Т*=Т* - Т\ ■ ^ехр(-477гИ1), (2.6)
где Т*, Т*п — субъективные длительности эталонного и переменного стимулов с учетом влияния ПМ и ОМ; Г™ — постоянные времени процессов ОМ и ПМ; АТ — межстимульныйинтервал; а,ц— коэффициенты.
Величины ¥ом- Т* -ехр(-АТ/1ом) и Ры = Г* ехр(-Л7УО представляют значения ОМ и ПМ соответственно, уменьшающиеся во времени по экспоненциальному закону (обоснование выбора именно такого закона см. в работах1).
Процесс принятия решения в соответствии с задачей, сформулированной в инструкции, состоит в оценке испытуемым отношения величин Т * и Т*, т.е.:
м=ат;/то)
где М — субъективная оценка отношения; С — решающая функция.
Конкретный вид решающей функции С может быть определен исходя из экспериментальных данных с учетом допущения локальной линейности сенсорного оператора. Из уравнений (2. а,6) следует, что величины прямой и обратной маскировок Ры и Ром стремятся к нулю при АТ, стремящемся к бесконечности. Это означает, что при достаточно большом значении АТ можно не учитывать Ры и Ром в уравнениях (2.а) и (2.6), поскольку их величина становится пренебрежимо малой. Так, уже при АТ>3-Том.пм они будут составлять менее пяти сотых от своего первоначального значения при АТ=0. Как показывает анализ экспериментальных зависимостей (см. рис.1), наибольшее из использовавшихся значений АТ (1450 мс)
гос.ун-та. JL, 1973. Вып. 21. С. 68-74; Шляхтин Г.С. Различение порядка и одновременности двух стимулов // Психофизические исследования. М.: Наука, 1977. С. 227-246; . Шляхтин Г.С. Закон Вебера и различение длительности // Психофизика сенсорных систем. М.: Наука, 1979. С. 139-149; Allan L.G. Magnitude estimation of temporal intervals // Percept, and Psychophys. 1983. Vol. 33, N. 1. P. 29-42; Allan L.G. The relationship between judgements of successiveness and judgements of order // Percept, and Psychophys. 1975. Vol. 18, N. 1. P. 29-36; Allan L.G., Kristofferson A.B. Psychophysical theories of duration discrimination // Percept and Psychophys. 1974. Vol. 16, N. 1. P. 26-34; Eisler H. The parallel-clock model: Replies to critics and criticism // Percept and Psychophys. 1981. Vol. 29, N. 5. P. 516-520; Eisler H. Subjective duration and psychophisics // Psychol.Review. 1975. Vol. 82, N. 6. P. 429-450; Stevens S.S. Duration, luminance and the brightness exponent // Percept, and Psychophys. 1966. Vol. 1, N. 1. P. 96-100.
1 Cowan N. On short and long auditory stores // Psychol.BulL 1984. Vol. 96, N. 2. P. 341-370; Jestead T.W., Bacon S.P., Lehman J.R Forward masking as a function of frequency, masker level and signal delay // J.Acoust.Soc.Amer., 1982, Vol. 71, P. 950-962.
может с полным основанием рассматриваться в качестве такого достаточно большого значения АТ, при котором отбрасывание Ры и Ром в уравнениях (2.а,б) приводит к допустимо малой ошибке, а сами уравнения трансформируются в простые
равенства: Т* = Г*, Т* = Т*. Следовательно, при ЛГ=1450 мс,учитывая (1), можно уравнение (3) записать в следующем виде:
М1=С[(Т1-Т0ЖТ*„-Т0)], (4)
где Л/7 — оценка испытуемым отношения длительностей Т, и Т„ при ЛГ=1450 мс.
Выбор вида решающей функции С в (4), проведенный с помощью метода наименьших квадратов по данным I серии, показал, что наиболее соответствующей экспериментальным данным является логарифмическая функция, а уравнение (4) приобретает вид:
М1 =А-1п[(Т*э -Тоу(Т*п-Т0)]+В, (5)
где А, В — константы, имеющие следующие значения: А=2,401; 5=0,769; Т0 =37,5 мс.
Смысл параметров Л и В из этого уравнения следующий: А=п а, где п — показатель степени из уравнения психофизического закона (1), а — коэффициент согласования размерности (диапазона) отношения Т* 1Т* из уравнения (3) с диапазоном используемых испытуемыми оценочных суждений М. Отметим, что по полученным данным, этот диапазон равен 3,4 единицы кратности, или 1,22 логарифмической единицы, что соответствует данным работ Р. Тетсуняна1. Величина В может быть интерпретирована как наименьшее из возможных значений М Поскольку на основании имеющихся экспериментальных данных абсолютные
величины Т*, Т*, а, Ц не могут быть определены однозначно, введем относительные величины ц и к, приняв Т* =1 па=1 таким образом, что:
Т*Э1Т*=11Ч, (б.а)
а/1]=1/к. (6.6)
Используя эти соотношения, а также уравнения (2), (3) и описанный выше вид решающей функции, получим уравнение, описывающее динамику оценки М в зависимости от АТ в I серии при АТ>0:
1-<7-ехр(-ЛГ Пои)
<Зг-А:-ехр(-ДГ / ^)
Значения q в уравнении (7) отдельно для каждого из использовавшихся в эксперименте значений Т„ были рассчитаны следующим образом. При достаточно большом АТ величины q ехр(-Л7УО и к ехр(-4770 становятся пренебрежимо малыми и могут быть отброшены. Тогда уравнение (7) приобретает вид:
М,=А1п
+ В. (7)
М,=А\п(1/д)+В. (8)
Полагаем, как и ранее, что АТ, равный 1450 мс, достаточно велик и получаемая при этом значении АТ погрешность из-за замены уравнения (7) приближенным уравнением (8) незначительна. Используя вычисленные ранее значения парамет-
1 Tegthsoonian R. On the exponents in Stevens’ law and the constant in Ekman’s law // Psy-chol.Rew., 1971, Vol. 78; Tegthsoonian R. Range effects in psychophisical scaling and a revision of Stevens’ law // Amer.J.Psychol. 1973, Vol. 86.
ров А и В, а так же экспериментальные значения М; при 47М450 мс, репием (8) относительно q для каждого Т„. Полученные численные значения q приведены в таблице 1.
Значения к — другого параметра уравнения (7), были получены в результате решений этого уравнения при условии ЛТ= 0. Экспериментальные значения М1 брались при ЛТ= 0. Вычисленные значения также даны в табл. 1.
Зависимости М/ от АТ при различных Т„ в области АТ>0 аппроксимировались с помощью метода наименьших квадратов уравнением (7) с использованием вычисленных значений Л, В, q, к. Полученные в результате аппроксимации функции изображены на рисунке 1. Значения постоянных времени гм и г„„ приведены в табл. 1 и в целом совпадают с приводимыми в литературе1.
Таблица 1
Параметры аппроксимирующих функций, рассчитанные по результатам I серии
Параметры Длительность переменного стимула T„, мс
200 250 300 350 400 500
q 0,172 0,214 0,277 0,324 0,384 0,476
к 0,068 0,105 0,164 0,193 0.230 0,291
Umc 101.7 79,52 82.97 84.09 33.84 145.1
MC 166,0 209.3 244,2 240.9 258.5 250.3
Таблица 2 Параметры аппроксимирующих функций, рассчитанные по результатам II серии
Т„ мс 1000 500 250
Т„, мс 125 250 500 125 250 500 125
А 1,361 0,785 0,785
В 0,697 1.000 1,000
Ч 0,112 0,249 0,505 0,170 0,437 0,990 0.682
к 0,056 0,159 0,377 0,111 0,371 0,984 0,574
tom МС 448,9 486,7 263,8 200,2 280,1 284,2 161,4
*™.мс 0.108 0,153 45.75 142.6 20.40 173.4 40.23
Во П серии зависимость Мг от АТ, обнаруженная при АГ<0, может быть описана уравнением, полученным путем, аналогичным использованному при выводе (7):
1-?-ехр(-А ТНш)
М2=А 1п
q-k- ехр(- AT ltOM)
+ В,
(9)
1 Самойлова И.К. Зависимость величины маскировки коротких тональных сигналов от временного интервала межг(у маскируемым и маскирующим звуками // Биофизика. 1959. Т. 4, №. 5. С. 550-558; Boer de е. Auditory time constants: A paradox? // Time resolution in auditory system. 1985. P. 141-158; Cowan N. On short and long auditory stores It Psychol. Bull. 1984. Vol. 96, N. 2. P. 341-370; Fasti H. Nachverdeckung und Zeitauflosungsvermogen // Audiol. Akust. 1985. Vol. 24, N. 5. P. 144-154; Zwislocki J.J. A theory of central auditory masking and its partial validation // J.Acoust. Soc.Amer. 1972. Vol. 52. P. 644-659.
и где все параметры имеют тот же смысл, что и в уравнении (7).
Рассчитанные согласно (9) аппроксимирующие функции приведены на рис. 1,6, а параметры этих функций приведены в таблице 2.
Таким образом, если процессы переработки информации о стимулах Т, и Т„ взаимосвязаны, то их взаимодействие, как это следует из приведенной выше формальной модели, приводит к результатам, хорошо согласующимся с полученными в эксперименте данными (рис.1).
В III серии изменение субъективного содержания задачи при сохранении неизменной стимульной ситуации привело к значительным изменениям в оценках отношения Тэ и Т„. Причем эти изменения обусловлены не изменениями в процессах принятия решения, а процессами, протекающими на ранних стадиях переработки информации о стимулах, предшествующих принятию решения о величине М. Это утверждение вытекает из того факта, что, согласно расчетам, аналогичным сделанным в I и II сериях (см. уравнения (4),(5)), решающая функция остается логарифмической со значениями параметров, мало отличающимися от тех, которые были рассчитаны по данным I и II серий. Так, численные значения параметров ЛЛиГ„вШ серии равны соответственно: при Г„=1000 мс — 1,238; 0,833; 7,698 мс; при Г„=500 мс — 0,693; 1,000; 3,368 мс. Исходя из этого, аналитическое выражение, описывающее зависимость М3 от АТ в III серии, будет иметь следующий вид:
М3-АЛп{ Г*3 / Г*3 )+В, (10)
где 3 — цифровой индекс, обозначающий здесь и далее номер серии;
Мз — оценка отношения Т„яТ,в III серии; Т *3, Г*3 — субъективные величины переменного и эталонного стимулов в III серии, определяемые подобно тому, как это сделано в уравнениях (2,7,9).
Поскольку II и III серии полностью идентичны по исходному стимульному материалу, дальнейший анализ результатов III серии будем проводить в сравнительном плане. Для этой цели введем величину АМ, равную разнице между оценками М2 (II серия) и Мз (III серия) в одинаковых по физическим параметрам стимуль-ных пробах:
ЛМ-М2-Мз. (И)
При этом следует иметь в виду, что между переменными и эталонными стимулами в идентичных пробах II и III серий имеет место соотношение Т„2—Т32 И Т,3=Т„з, откуда следует:
Т,21Т„2=ТЖз (12)
Таким образом, если изменение инструкции в III серии ничего не изменяет в процессах решения испытуемым задач по сравнению со II серией, то величина АМ должна быть равна нулю.
Однако, как показывает анализ экспериментальных данных, величина АМ отлична от нуля. На рис.2 приведена полученная зависимость АМ от АТ отдельно для каждого значения Т„=Т, и 7’Э2=Г^=1000 мс. Из рисунка видно, что во всех случаях, кроме одного, АМ больше нуля, причем в большинстве из них статистически достоверно.
Поскольку различие между численными значениями коэффициентов А и В, полученными во II и III сериях, незначительно, для дальнейшего анализа примем А2-А3-А и В2=Вз=В. Используя определение Мз (уравнение 10) и преобразованное к сходному с ним виду уравнение (9), определяющее Л/г, запишем выражение для АМ:
АМ=А [ЩТ*э2IТ*2) - 1п(ГпУ г;3)]. (13)
ш ш
Рис. 2. Зависимость АМ от АТ по данным II и III серий экспериментов (в— 125мс; *—250мс; О—500мс)
Из этого уравнения следует, что АМ может быть больше нудя (что и наблюдается в эксперименте) только в том случае, если справедливо неравенство:
т;2/гп2>т;г1т;,. (И)
Однако, как уже отмечалось ранее, существует равенство отношений физических величин (12), выступающих в качестве исходных по отношению к входящим в это неравенство. Следовательно, процесс формирования субъективных величин
Г, и Г* в III серии из исходных Г, и Т„ отличается от процесса, происходящего во II серии, что и ведет к возникновению неравенства (14).
Одной из причин, приводящих к появлению различий в процессах формирования Т* и Т* во II и П1 сериях, исходя из анализа неравенства (14), может быть различная организация взаимодействия этих процессов. Действительно, неравенство соблюдается, если эталонный стимул в III серии подавляется слабее, чем точно такой же по своим физическим параметрам стимул во II серии, где он воспринимается испытуемым как переменный. Либо переменный стимул в III серии подавляется сильнее, чем такой же стимул и в таких же условиях во II серии, где он выступает в роли эталонного.
Таким образом, сравнительный анализ данных III серии показывает, что перевод стимула из категории переменных в разряд эталонных приводит к уменьшению степени его подавления другими стимулами в результате изменения величины и постоянной времени процессов прямой и обратной маскировок И наоборот, переход стимула из эталонных в переменные вызывает усиление его подавления.
Обсуждение
Как показали результаты I и П серий, использование в эксперименте одного значение эталона приводит к появлению зависимости оценки М от АТ только при предъявлении первым эталона, а переменного стимула — вторым, тогда как при использовании нескольких значений эталона эта зависимость отмечается только при предъявлении эталона вторым, а переменного стимула — первым. Эти данные соответствуют, с одной стороны, результатам, подтверждающим влияние АТ
на оценку длительности1, и, с другой стороны, отрицающим это влияние2.
Использование в I серии неизменного эталона позволяло испытуемым фиксировать его значение в долговременной памяти на этапе тренировки и в последующем формировать суждение об относительной величине Т„ сразу же после окончания звучания Т„, не ожидая появления Тэ. Очевидно, что в этом случае изменение АТ не могло повлиять на значение оценки Л/;. Если же первым предъявлялся эталон, то оценка Mi могла быть вынесена только после окончания Т„ и Тэ. В этих условиях возможно появление взаимодействия этих процессов, которое было описано выше в терминах прямой и обратной маскировок и выразилось в появлении экспоненциальной зависимости Л/; от АТ.
Во II серии при АТ<0 полученная зависимость может объясняться тем, что оценка (как и в I серии при АТ>0) формируется только после завершения процессов переработки информации о Т„ и Т,. Соответственно это приводит к возникновению взаимовлияния этих процессов и появлению экспоненциальной зависимости М2 от АТ при всех использовавшихся значениях эталона. В области АТ>0 отсутствие зависимости М2 от АТ может, на наш взгляд, объясняться тем, что предъявляемый первым эталонный сигнал сразу же включается в процесс опознания и отнесения его к одной из трех возможных категорий — «короткий», «длинный» или «средний». Такое включение эталона в процесс опознания через категоризацию выводит его из чисто сенсорно-перцептивной плоскости.
Таким образом, сравнивая результаты первых двух серий, мы видим, что изменение физической структуры решаемой субъектом задачи приводит к перестройке системы психических процессов, обеспечивающих это решение. Причем характер происходящих в системе изменений направлен на обеспечение стабильности образа эталонного стимула как исходной точки отсчета, относительно которой субъект формирует свою оценку.
Приоритетность эталона подтверждается и при сравнении II и III серий, когда без изменения физической структуры задачи изменялось ее су бъективное содержание. В результате изменения «субъективного статуса» стимула — перевод его в категорию «эталонных» или, наоборот, из «эталонных» в «переменные» — приводило либо к уменьшению, либо к увеличению степени влияния на него со стороны другого стимула, причем статус «эталонного» обеспечивал стимулу наибольшую стабильность. То есть, изменение субъективного значения стимулов приводит к закономерным изменениям и в процессах их переработки — более устойчивым во взаимодействии оказывается образ эталона.
Это означает, что эталон во всех случаях оказывается приоритетным, и процессы переработки информации в сенсорно-перцептивной системе организуются таким образом, чтобы не допустить потери информации о нем. Причем организация эта лабильна и связана с внесенсорными факторами, так как решение о приоритете посту пившего сигнала и формирование той или иной структуры процессов могут быть осуществлены только после распознавания сигнала. Поэтому для описания полученных в эксперименте закономерностей оказываются непримени-
1 Massaro D.W., Idson W.L. Temporal course of perceived auditory duration // Percept, and Psy-chophys. 1976. Vol. 20, N. 5. P. 331-352; Massaro D.W., Idson W.L. Target-mask similarity in backward recognition masking of perceived tone duration // Percept, and Psychophys. 1978.
^ Vol. 24, N. 3. P. 225-236.
2 Allan L.G., Kristofferson A.B. Psychophysical theories of duration discrimination // Percept, and Psychophys. 1974. Vol. 16, N. 1. P. 26-34; Allan L.G., Kristofferson A.B., Rice M.E. Some aspects of perceptual coding of duration in visual duration discrimination // Percept, and Psychophys. 1974. Vol. 15, N. 1. P. 83-88.
мы линейные модели1. Реализация приоритетности эталона возможна только в том случае, если сенсорно-перцептивная система выступает как активное образование, изменяющее свои параметры в зависимости от характера решаемой задачи и свойств стимулов.
Эти изменения, обеспечивающие стабильность образа эталона как субъективной точки отсчета, являются своеобразным средством достижения максимально точной и устойчивой оценки отношения длительностей, что сходно с эффектом «децентрации» в зрительном восприятии2. Но если в зрительном восприятии этот эффект связан с пространством, то в слуховом — со временем. Используя терминологию Ж. Пиаже, можно предположить, что в слуховом восприятии существует временная «центрация-децентрация», позволяющая изменять субъективный «временной центр» (в нашем контексте — точку отсчета) слухового образа, и он является одним из элементов более общего механизма построения слухового образа, обеспечивающим его адекватность.
1 Allan L.G., Kristofferson А.В. Psychophysical theories of duration discrimination // Percept, and Psychopbys. 1974. Vol. 16, N. 1. P. 26-34; Creelman CD. Human discrimination of auditory duration // J.Acoust.Soc.Amer. 1962. Vol. 34. P. 582-593. Esler H. The parallel-clock model: Replies to critics and criticism // Percept and Psychophys. 1981. Vol. 29, N. 5. P. 516-520.; Eisler H. Experiment on subjective duration 1868-1975: A collection of power function exponents // Psychol. Bull. 1976. Vol. 83, N. 6. P. 1154-1173; Kristofferson AJB. Successiveness discrimination as a two-state quantal process // Science. 1967. Vol. 158. P. 1337-1339.
2 Флейвелл Д.Х. Генетическая психология Ж. Пиаже. М: Просвещение, 1967.623 с.
