Выстроенные по методу полярных профилей

 

№
	спокойно						оживленно
	серьезно						шутливо
	ритмично						неритмично
	разнообразно						монотонно
	заинтересованная публика						незаинтересованная публика
	нейтрально						эмоционально
	четко						нечетко
	от автора						цитата
	отстраненно						с личным участием
	принужденно						непринужденно

 

Описание эксперимента. Эксперимент проводился на персональном компьютере типа Note­book с использованием программы Versteu [Книпшильд, 1992] на Фило­ло­гическом факультете Санкт-Петербургского университета. В качестве ауди­торов выступали студенты и сотрудники кафедры фонетики, не знакомые с целью проведения исследования. Испытуемые-аудиторы принимали уча­стие в эксперименте в индивидуальном порядке. Для каждой из 10 оцено­ч­ных категорий все 20 стимулов в случайном порядке подавались на про­слу­шивание через наушники. На экране монитора при этом высвечивалась оцениваемая категория (например, „ритмично — неритмично“) и 5 гра­да­ций ответа, из которых нажатием кнопки мыши нужно было выбрать един­ст­вен­­ную. Аудиторам давалась возможность многократного прослу­шива­ния стимула путем нажатия клавиши „Повтор“. Ответ испытуемого авто­мати­чески вызывал подачу следующего звукового сигнала или переход к оценке другой категории.

Обработка ответов. На первом этапе эксперимента в опыте приняло участие 12 человек. Таким образом, всего было получено 2400 реакций: 20 стимулов оцени­ва­лись 12 ии. по 10 заданным категориям. Для каждого стимула была опре­делена средняя оценка по каждой из категорий. В качестве среднего числа мы используем медиану Ме, поскольку полярный профиль трактуется нами как ранговая шкала.[34] Результаты расчетов приводятся в таблице 6 (см. приложение).

Оценка категорий. Поскольку на начальном этапе эксперимента отбор оценочных кате­горий был в большой степени произвольным, в первую очередь сле­довало проверить их пригодность, понятность и степень независимости при оцен­ке звучащих стимулов.

Зависимость — независимость категорий. Для того, чтобы проверить независимость функционирования ото­бранных категорий, был определен коэффициент ранговой корреляции Спирмана R. Подход был следующим: на основе величины медианы Ме каждому стимулу (фразе) был приписан ранг. Таким образом, для каждой категории получилось 20 ранговых мест. Эта процедура проводилась для всех 10 категорий. Данные, полученные по всем 10 категориям, позволили попарно скоррелировать их по формуле:

 

R= 1-((6åd_i²)/(n(n²-1))),

 

где d _i означает разность в рангах, приписанных стимулам в двух сравни­ваемых категориях, а n — количество ранговых мест, которое в нашем слу­чае равняется 20.

Результаты расчетов представлены в таблице 2. Коэффициент ранго­вой корреляции R может принимать значение в интервале -1 £ R £ +1. Как видно из таблицы, на нашем материале были получены только поло­жи­тель­ные корреляции. Такой результат обусловлен порядком подачи анто­нимов в отобранных категориях. Корреляция между двумя категориями тем выше, чем ближе конкретный коэффициент R_i к 1.

 

Табл. 2. Коэффициенты ранговой корреляции R

	кат1	кат2	кат3	кат4	кат5	кат6	кат7	кат8	кат9	кат10
кат1	xxxxxxxxxx
кат2	0,79	xxxxxxxxxx
кат3	0,45	0,46	xxxxxxxxxx
кат4	0,31	0,30	0,45	xxxxxxxxxx
кат5	0,48	0,42	0,39	0,89	xxxxxxxxxx
кат6	0,67	0,95	0,49	0,37	0,43	xxxxxxxxxx
кат7	0,60	0,67	0,62	0,49	0,60	0,71	xxxxxxxxxx
кат8	0,33	0,49	0,04	0,51	0,56	0,55	0,21	xxxxxxxxxxx
кат9	0,49	0,72	0,71	0,39	0,38	0,80	0,82	0,32	xxxxxxxxxxx
кат1000	0,70	0,85	0,68	0,44	0,52	0,86	0,85	0,36	0,92	xxxxxx

Таблица 3 дает в схематически обобщенном виде результаты кор­реляции между анализируемыми категориями. В качестве одного из кри­териев оценки были использованы критические числа Фергусона [Ferguson, 1959], разработанные специально для маленьких выборок (ср.: [Clauß, Ebner, 1983: 278]. Для 20 ранговых мест критическое число составляет R_к;0,05= 0,377 при вероятной ошибке в 5% (знак „+“ в табл. 3). При вероятности ошибки в 1% коэффициент составляет R_к; 0,01=0,534 (знак „++“).

Поскольку на нашем материале в целом проявились довольно высо­кие коэффициенты корреляции, был дополнительно введен еще один усло­вный порог: R_к = 0,80. Превышающие его коэффициенты обозначаются в табл. 3 знаком „+++“. Знак „-“ обозначает отсутствие значимой корреляции между категориями.

Анализ корреляций показывает, что нет ни одной категории, которая работала бы совершенно независимо от других. Наиболее автономными ка­­­тегориями являются категории 4 (разнообразно — монотонно) и 8 (от автора — цитата). Наибольшую связь с другими категориями обна­ру­живает категория 10 (принужденно — непринужденно), которая очень силь­но кор­релирует с категориями 2 (серьезно — шутливо), 6 (нейтрально — эмоцио­нально), 7 (четко — нечетко) и 9 (отстраненно — с личным уча­стием). Это означает, что из всех отобранных категорий она функ­ционирует наименее самостоятельно. Выделяется также зависимость оце­нок между категориями 9 (отстраненно — с личным участием) и 6 (ней­трально — эмоционально), между категориями 2 (серьезно — шутливо) и 6 (ней­трально — эмоциональ­но).

 

Табл. 3. Корреляция категорий: общение результатов на основе критических чисел

	кат1	кат2	кат3	кат4	кат5	кат6	кат7	кат8	кат9	кат10
кат1	xxxxxxxxxxxxx
кат2	++	xxxx
кат3	+	+	xxxx
кат4	-	-	+	xxxx
кат5	+	+	+	+++	xxxx
кат6	++	+++	+	-	+	xxxx
кат7	++	++	++	+	++	++	xxxx
кат8	-	+	-	+	++	++	-	xxxxx
кат9	+	++	++	+	+	+++	+++	-	xxxx
кат10	++	+++	++	+	+	+++	+++	-	+++	xxxx

 

При оценке заинтересованности публики (категория 5) ии. могли опи­­раться лишь на косвенную информацию, так как сам по себе речевой материал не позволяет судить об имевшей место реакции слушателей на повествование рассказчицы. Анализ коэффициента ранговой корреляции показывает, что ии. делали вывод о заинтересованности присутствующей при рассказе публики прежде всего на основании разнообразности пове­ство­вания: категория 4 (разнообразно — монотонно).

Следует также обратить внимание на сильную корреляцию между ка­те­гориями 6, 7 и 9, 10. В качестве тенденции вырисовывается следующая зависимость: нейтральный способ рассказа (категория 6) соотносится с от­страненностью говорящего (категория 9), с его „принужденностью“ (ка­те­гория 10) в отличие от непринужденности. Та же зависимость наблюдается для стимулов, оцениваемых как „четкие“ (категория 7). И на­оборот, не­четкие по оценке ии. стимулы скорее всего соотносятся с не­при­ну­жден­ностью речи и с личной причастностью говорящего.

Если сопоставить категории по степени их взаимосвязанности, мо­ж­но выделить следующие группы:

1. категории 1, 2, 6, 9,10, так или иначе связаны с эмоциональным „зарядом“ рассказа;

2. категории 4 и 5, ориентированы на манеру рассказа (4) и на пу­блику (5), причем прямой оценке поддается только категория 4;

3. категория 3 и 7, связаны со способом выражения;

4. категория 8, относит речь к самому говорящему (от себя) или к какой-нибудь форме цитации.

 

Такое обобщение может служить ориентиром для сокращения списка представленных категорий при планировании будущих экспериментов.

До этого момента мы рассматривали функционирование категорий и вопрос об оптимизации их списка на базе всего материала. При этом не учи­­­тывалось, что разные категории могут по-разному проявляться при оцен­ке сказочной и несказочной речи. Для анализа пригодности ото­бран­ных категорий и определения их оптимального состава следует, на наш взгляд, учитывать жанровую дифференциацию.

Функционирование категорий в зависимости от жанровой принад­леж­ности материала. Статистический анализ сходства/несходства в распределении реак­ций по отдельным категориям проводился с помощью двух критериев; в качестве критического порога взята вероятность ошибки p£5%. Во-пер­вых, были определены числа c2 для маленьких выборок по формуле Brandt—Snedecor [ Clauß, Ebner, 1983: 255]. При этом мы исходили из пред­положения, что группы сказочного и несказочного материала пред­ставляют собой разные генеральные совокупности и трактовали выборки как независимые. В качестве второго критерия был использован тест Колмогорова — Смирнова (там же, с. 236). Он используется независимо от характера распределения данных и учитывает не только разницу между средними, но также разброс и крутизну распределений. В нашем случае это существенно, поскольку выборки невелики и, как правило, не соот­ветствуют Гаусову распределению. При трактовке результатов теста Кол­могорова — Смирнова учитывались также кривые сумм частот.

Оказалось, что распределение ответов по сказочным и несказочным стимулам существенно отличается для 9 из 10 категорий. Несущественная по критерию Колмогорова—Смирнова разница наблюдается только для ка­тегории 3 (ритмично — неритмично). Остановимся на категориях более де­тально.

⇐ Предыдущая78910111213141516Следующая ⇒

Поделиться:

Воспользуйтесь поиском по сайту: