attachments_07-09-2012_11-19-43 / Артемьева Е.Ю. - Основы психологии субъективной семантики

ная схема Ч.Осгуда, как хорошо известно, состоит в том, что испытуемым предъявляется набор стимулов (чаще всего — понятий) и предлагается прошкалировать каждый стимул по градуированным оппозиционным шкалам составленного экспериментатором набора шкал — семантического дифференциала (СД). Шкалирование по отдельной шкале состоит в том, что испытуемый, оценивая стимул, приписывает ему число из интервала зна- чений, заданного экспериментатором: у Ч.Осгуда — дискретный балл. Размерность пространства, образованного векторами, поставленными в соответствие предъявленным в эксперименте стимулам, выяснялась факторизацией матрицы корреляции между шкалами. В многочисленных экспериментах Ч.Осгуда и сотрудников было обнаружено, что размерность эта равна трем, а базисными векторами пространства являются такие комбинации шкал СД, которые могут быть проинтерпретированы как Emotion — Оценка (шкала типа “хороший — плохой”), Potency — Сила (шкала типа “расслабленный — напряженный”), Activity — Активность (шкала типа “активный — пассивный”). Соответствующее пространство ЕРА (ОСА) стало стандартной моделью представления результатов экспериментов, использующих семантический дифференциал.

Правда, более тонкая семантическая интерпретация результатов построения пространства ЕРА, приведенная, например, А.Г.Шмелевым (1983 а. С. 9), призывает к определенной осторожности в трактовке таких моделей. Но несомненная устойчивость выделения трех координатных осей (или их интерпретируемой редукции), подтвержденная для самых различных этнических, возрастных, социальных групп, указывает на то, что описанная выше экспериментальная схема имеет дело с достаточно глубокими инвариантами некоторой психологической реальности.

Вопрос о том, какова природа этой психологической реальности, конечно, требует специального обсуждения, которое частично проводится в дальнейшем тексте, а во многом уже осуществлено в монографиях А.Г.Шмелева (1983 а) и В.Ф.Петренко (1983 б). Заметим только, что сам Ч.Осгуд, отстаивая позицию промежуточных переменных, считал, что он регистрирует пространство реакций — “пространства коннотативных значений” (Osgood, 1957), “пространства аффективных значений”: стимул при многократном ассоциировании в индивидуальном опыте с предметом, вызывающим некоторую реакцию, становится знаковым заместителем предмета, ассоциированным с этой реакцией. В на-

правлениях психосемантики, развиваемых в нашей стране, предполагают, что регистрируют, во всяком случае, некоторую категориальную систему репрезентации стимулов, а иногда даже считают семантические пространства “категориальным аналогом сознания” (Петренко, Шмелев, 1980). Отметим также, что ни одна из известных нам интерпретаций не противоречит тому, что процедура регистрирует так или иначе организованные, так или ина- че функционирующие следы взаимодействий с объектами мира. На текущем этапе обсуждения нам только важно признать, что имеется экспериментальная процедура, позволяющая регистрировать следы взаимодействия с объектами, зафиксированные в атрибутирующем отношении к этим объектам (как будет показано дальше — к предметам) в специальных конструктах — семантических пространствах. Нам кажется, что уже на этом этапе

обсуждения вслед за А.Г.Шмелевым можно говорить о семанти- ческих пространствах как о субъективных пространствах стимулов:

“Они являются пространствами стимулов в том смысле, что "квазивещество" этих пространств состоит из образов реакций. Они являются субъективными, а не объективными в том смысле, что в категорию (здесь "категория" означает "точку пространства" — Е.А.) входят функционально (т.е. субъективно — Е.А.) эквивалентные стимулы — вызывающие одну и ту же или сходную реакцию, а не просто физически близкие стимулы” (Шмелев, 1983 а. С. 19).

Понятно, что СП являются адекватной моделью психологи- ческой реальности только в том случае, когда сама реальность, система оценок стимулов образована независимыми градуальными признаками. Нередко указываются типы ситуаций, для которых построено СП: “Попытка координатно-метрического моделирования может приводить к непредсказуемым искажениям и не давать никаких психологически интерпретируемых координат” (Шмелев, 1983 а. С. 18). В частности поэтому техника применения СД с последующей факторизацией в целях построения СП не могла долго оставаться единственной техникой фиксации структуры атрибутирующего отношения к стимулам, к следам взаимодействия с ними.

Расширение круга экспериментальных процедур шло по линиям введения новых вариантов наборов шкал СП, наборов стимулов, процедур построения СП по матрицам сходства, создания экспериментальных подходов, не измеряющих семантическое сходство. Мы рассмотрим примеры реализации этого движения отдельно по указанным направлениям.

Изменения исходного семантического дифференциала были связаны, как правило, с созданием частных семантических дифференциалов (“музыкального”, “политического”, “мимического”

èт.п.), адресованных к узкому по предметным значениям набору понятий и имеющих целью наполнить базисные факторы СП денотативным содержанием: эти дифференциалы могут порождать СП с редуцированными по сравнению с ЕРА базисами, в которых координатные направления частично сливаются (см. Шмелев, 1983 а). Была предположена целая серия “личностных” СД — дифференциалов, шкалами которых были свойства человека — в том числе (в отличие от биполярных Ч.Осгуда) униполярных СД (Шмелев, 1983 а; Петренко, 1983 б).

Особое место в расширении экспериментальных средств построения СП занимают невербальные дифференциалы. В монографии В.Ф.Петренко подробно рассматривается история создания

èразвития “визуальных” дифференциалов до получения реально работающего дифференциала П.Бентлером и А.Лавойе и описывается собственный невербальный дифференциал автора и его сотрудников (Петренко, 1983 б), полюсами шкал которого являются пары репродукций специально выбранных картин Чюрл¸- ниса).

Переход от вербальных стимулов-понятий к стимулам чувственных модальностей, к словам-стимулам (интерьер, текст, картина

èò.ï.) è äàæå стимулам-ситуациям был вызван нуждами решения прикладных задач (например, оценки субъективного восприятия освещения помещения, интерьера — Артемьева, 1984), исследования единства репрезентации слова и графического знака (Петренко, 1983), систематического исследования разномодальных и разноприродных семантик (Артемьева, 1982; Русина, 1982; Серкин, 1984). Нередко в указанных экспериментальных ситуациях одновременно с использованием невербальных стимулов строились и специальные дифференциалы: для субъективной оценки живописных полотен (Osgood, Suci, Tannenbaum, 1957), текстов (Батов, 1974). По существу сюда же следовало бы отнести и все эксперименты, где с помощью СД измеряются самочувствие, личностная позиция, субъективная оценка выраженности симптома, — если бы авторы строили субъективные семантические пространства соответствующих “стимулов” (потенциально они могут этим заняться).

Однако какими бы ни были обсужденные выше расширения первоначальных экспериментальных схем Ч.Осгуда посредством

введения новых СД и стимулов новой природы, они, возможно, меняя психологические интерпретации СП, получая пространства, отличимые от ЕРА, не изменяют самого смысла экспериментальной модели — представления атрибутирующих отношений к системе стимулов в виде пространства.

Построение семантического пространства в этом виде с необходимостью включает в себя этапы получения векторов атрибуции стимулов и вероятностей или алгебраической процедуры определения “осей” (базисных векторов) полученной системы векторов. Однако существуют модели, не являющиеся СП в этом понимании, но аналогичные им в том смысле, что тоже позволяют описывать структуру связей между атрибуциями стимулов, определяя каждому наблюденному стимулу место в этой структуре. Эти модели, апеллирующие к “расстоянию” (“сходству”, “различию”) между репрезентированными стимулами, входят в методический арсенал экспериментальной психосемантики, позволяя реконструировать взаиморасположение стимульных репрезентаций (“значений” — в концепции А.Г.Шмелева) в виде жесткой структуры. Эта структура в зависимости от экспериментальной процедуры и способа обработки матрицы расстояний может быть представлена системой координатных осей, кластерными сгустками, кластами, кластерным деревом и т.п. Такие модели, процедуры и способы обработки с точки зрения их классификации обсуждены А.Г.Шмелевым (1983 а), В.Ф.Петренко (1983 б), Г.В.Парамей (1983). В указанных работах можно под- черкнуть и многочисленные конкретные примеры таких моделей. Не повторяя частностей обсуждения, мы только приведем список устоявшихся экспериментальных методик получения и способов обработки матриц сходства стимульных репрезентаций.

Методики

(1)Стандартизованная атрибуция: семантические дифференциалы, униполярные списки атрибутирующих свойств и тому подобные методики, позволяющие получать на выходе эксперимента вектора атрибуций. Основной способ получения материала для построения семантических пространств — процедура обработки 1, возможно построение кластерных структур — процедура 2, конфигураций, получаемых методами многомерного шкалирования — процедура 3.

(2)Ассоциативный эксперимент: на стимулы заданного набора предлагается дать свободные ассоциации. Матрица попарного

сходства атрибуций стимулов задается сходством ассоциаций на эти стимулы. Процедуры 1 и 2 используются для построения семантических пространств или кластерных деревьев. Нам неизвестно применение методик такого типа для получения матрицы сходства, обрабатываемой методом многомерного шкалирования,

âто же время трудность формализации сходства множеств делает небезынтересной попытку повторного применения субъективного шкалирования (см. ниже) уже для наборов ассоциаций.

Очевидно, особым видом ассоциативного эксперимента, промежуточного между (1) и (2), является использование предложенного нами (Артемьева, 1980) метода свободных описаний модальных стимулов — модификации метода свободных характеристик, используемого в исследованиях по социальной перцепции (Бодалев, 1982). Предлагая испытуемому “описать стимул с помощью определений”, мы снижаем трудности анализа результатов ассоциативного эксперимента, связанные с разноплановостью форм ассоциаций, и приближаем методику к атрибутивной, проигрывая по сравнению с (1)

âстепени стандартизации, но выигрывая в снятии эффекта навязывания категорий. Мы никогда не использовали результаты этой методики для построения семантических пространств (мы их, вообще, никогда не строили) и видимо поэтому авторы указанных выше обзоров не восприняли нашу методику как семантическую. Но если быть последовательными и соглашаться с тем, что результаты многочисленных модификаций ассоциативного эксперимента Дж.Диеза (Deese, 1962) могут быть факторизованы (процедура 1 после получе- ния матрицы сходства ассоциаций), то тем же способом и с большими основаниями могут быть факторизованы результаты методики свободных описаний.

(3)Субъективное шкалирование сходства стимулов с построением матрицы попарного субъективного сходства. Применение методов многомерного шкалирования для обработки матрицы (процедура 3) строит некоторую конфигурацию, которая, вообще говоря, не является семантическим пространством, но является заданным в нем многообразием. Видимо, в некоторых случаях — при выполнении аксиом метризации в процессе оценки сходства стимулов (Психологические измерения, 1967) — допустима факторизация матрицы (процедура 1) для задания осей семанти- ческого пространства.

(4)Измерение контекстных связей понятий, лексической или функциональной их сочетаемости. Получение матриц сходства представляет собой специальную и непростую (!) задачу (Климен-

ко, 1970). Авторы анализировали свой материал на языке, близком к кластерному анализу: выделяли статистические узлы смысловых полей и элементы, образующие их периферию.

(5)Измерение близости оценок стимулов с помощью измерения электрофизиологических проявлений реакции на стимулы (метод семантического радикала А.Р.Лурия и О.С.Виноградовой (1971) и его модификации). К матрице близостей, вероятно, применимы все процедуры (1, 2, 3). Однако работы, где бы это реально делалось, нам неизвестны. Про процедуры обработки матриц можно сказать то же, что и по поводу п. (4).

(6)Использование мнемических и других характеристик (номера в ряду воспроизведения, успешности воспроизведения и т.п.) для оценки близости стимулов.

(7)Методы классификации (сортировки) являются модификациями известного метода Миллера и порождают матрицы сходства (точнее сказать — связанности стимулов), чаще всего используемые для получения суждений о семантической структуре на языке кластерных деревьев или подобных им структур (процедура 2). Примерами ярких прикладных работ, использующих такие процедуры, являются работа В.Ф.Петренко, А.Г.Шмелева, А.А.Нистратова (1978) по анализу рисунков эмблем для Общества охраны природы, позволившая выявить глубинные основания графических решений эмблем, их смысловую классификацию и на этом основании приложить обоснованные рекомендации к выбору эмблемы, и работа И.А.Кудрявцева и Ф.С.Сафуанова (1984), выявившая различие смысловой организации отношения

êфрустрирующим ситуациям у психически здоровых людей и у больных психопатиями определенного круга с помощью применения процедуры 2 к матрице сходства набора фрустрирующих ситуаций методики Розенцвейга, полученной в эксперименте классификации рисованых изображений ситуаций Розенцвейга испытуемыми указанных групп.

Процедура обработки матриц сходства

(1) Факторизация матриц корреляций (или других мер сходства) для определения базисных векторов (осей) семантического пространства (Харман, 1972; Андерсон, 1968; Андрукович, 1976; Шмелев, 1983 а). Имеются примеры как факторизации матриц корреляции, так и матриц сходства стимулов. И та и другая модель, разумеется, имеют право на существование, но надо помнить, что они различаются при содержательной интерпретации осей-

факторов: интерпретация факторизации шкал более ясная и содержательно однозначная.

Как известно, факторный анализ в реально используемых вариантах — центроидный метод и метод главных компонент (Андерсон, 1968; Харман, 1972) — предназначен для факторизации корреляционных или ковариационных (ненормированных корреляционных) матриц. Его применимость к матрицам других мер сходства (субъективных сходств, различных расстояний векторов СД в метрическом пространстве, частот совместной встречаемости и т.п.), как правило, теоретически не исследована, и правомерность таких действий описана на интерпретационной адекватности получаемых “незаконно” моделей.

Заметим, что прямое алгебраическое исследование семанти- ческих пространств, натянутых на эмпирические вектора оценок стимулов, не приводится никогда. Это связано, очевидно, с еще большей жесткостью алгебраической модели по сравнению с вероятностной: исследователи справедливо не верят в то, что исследуемая ими реальность является достаточно статичной, чтобы ее можно было описывать числовыми моделями. Однако нам кажется, что как раз интересной задачей моделирования с помощью семантических пространств было бы сопоставление моделей, полученных в вероятностной технике факторного анализа и при алгебраическом построении базиса линейного пространства (разумеется, вводя Е-поправку при определении независимой подсистемы векторов). При интерпретации факторных пространств не следует упускать из виду, что используемые алгоритмы задают не истинную структуру, а наиболее близкую к ней линеаризированную проекцию (Айвазян, Бежаева, Староверов, 1974), что немало усложняет обсуждение эмпирической адекватности моделей. Различные пути преодоления этих трудностей обсуждены и частично самостоятельно предложены А.Г.Шмелевым в виде формальных процедур валидизации (1983 б) и нами (в виде разработки подхода, снимающего необходимость факторизации) (1980);

(2)процедуры кластерного анализа матриц сходства (Айвазян

èдр., 1974; Дюран, Оделл, 1977; Шмелев, 1983 б; Петренко, 1983

а) позволяют представить семантические структуры в виде кластерных деревьев, изображающих иерархи связей оценки стимулов, или кластерных сгустков, осуществляющих группировку стимулов в подмножестве со значимо большей степенью семанти- ческого сходства внутри подмножества. В исследовании свойства кластерных процедур также много неясного и спорного, но име-

ются существенные соображения в пользу этой техники обработки матриц семантического сходства (Шмелев, 1983 а);

(3) процедуры многомерного шкалирования (Shepard, 1964; Терехина, 1983; 1973; Парамей, 1983; Измайлов, 1980) задают семантическую структуру в виде конфигурации некоторого (чаще всего эвклидова) пространства. Эта техника требует применения достаточно громоздких программ ЭВМ — обработки, высокой культуры программирования и алгоритмизации задачи, нередко — математической изобретательности, но и результаты ее при желании строить адекватные в деталях жесткие модели структур весьма заманчивы.

В заключение отметим, что применение любой из перечисленных процедур обработки матрицы сходства, полученной в любой модификации семантического эксперимента, очень остро ставит проблему адекватности формальной модели в двух, по крайней мере, аспектах рассмотрения этой адекватности: (1) валидности модели относительно эмпирических данных и (2) адекватности самих эмпирических данных при построении моделей такого сорта, в частности, существовании реально устойчивой структуры взаимоотношений между семантическими квалификациями стимулов. Обсуждению этих вопросов и посвящен следующий параграф этой главы.

§2. ÀДЕКВАТНОСТЬ МОДЕЛЕЙ СЕМАНТИЧЕСКИХ СТРУКТУР. ÑЕМАНТИЧЕСКИЕ ИЗМЕРЕНИЯ. ÏРОБЛЕМА СУЩЕСТВОВАНИЯ СТРУКТУРНОЙ ОРГАНИЗАЦИИ. ÏОДХОД К ОПИСАНИЮ СЕМАНТИЧЕСКОЙ ОРГАНИЗАЦИИ, СВОБОДНОЙ ОТ ПРЯМОГО ЗАДАНИЯ СТРУКТУРЫ

Проблема соотнесения формальной модели и эмпирической реальности является крайне сложной. В следующем параграфе, обсуждающем логику развития моделей психических явлений, будет показано, что во многих случаях это соотнесение еще и бесполезно, потому что модели, не входящие в специальный класс (класс “парадигмальных моделей” — Артемьева, 1980), рано или поздно должны “разойтись” с реальностью той предметной области, которую они моделируют, и все их формальные достоинства типа валидностей разных видов, надежностей и функциональных адекватностей являются далеко не абсолютными. При этом чем жестче (структурно определеннее) модель, тем быстрее произойдет расхождение. Так что иногда выгоднее предлагать модели, мак-

симально освобожденные от структурного каркаса, от формальных конструкций, не столько связанных с необходимыми чертами механизма моделируемого явления, сколько выполняющих роль стропил и других, необходимых в строительстве, но бесполезных для готового сооружения, опорных устройств.

Итак, для работающей модели семантической структуры необходимо, чтобы: (1) существовала устойчивая (на рассматриваемом уровне инвариантности) структура семантических оценок стимулов; (2) применяемая процедура обработки матрицы семан-

тического сходства могла ее выделить (например, факторизацией можно описать линейную векторную структуру и нельзя — много-

образие в виде тора); (3) экспериментальные данные были статистически устойчиво зарегистрированы относительно требований рассматриваемого уровня инвариантности эмпирической структуры и т.п. Мы уже говорили, что в формальных свойствах процедур, выделяющих семантические структуры, много неясного. Практически в каждой частной модели приходится прибегать к новым, нестандартным, сложным конструкциям и контролю каждой ее процедурной пригодности. Еще сложнее с проверкой ак-

сиом, обеспечивающих эмпирическое существование структур данного типа. Практически они никогда и не проверяются. В луч-

шем случае (например, Шмелев, 1983 а; Шмелев, Похилько, 1982), проверяется согласованность построений структуры с наблюдае-

мыми точками, что, разумеется, не является доказательством содержательной адекватности модели: точки, прекрасно уложенные на прямую траекторию, могут так же хорошо соответствовать уча- стку синусоиды или параболы, или предлагается система косвенно содержательных подтверждений.

Для того, чтобы представить обсуждение в более четком, фор-

мализованном варианте, заметим, что процедуры получения семантических структур, естественно, являются измерениями.

Измерение в самом широком смысле может пониматься как показ неизвестного посредством известного. Измерительный инструмент строится на основе модели, способной полностью охватить все данные, полученные с помощью этого инструмента. Так, например, за метрическими инструментами стоит модель метрического пространства. Традиционно (Сапс, Зиннес, 1967) моделью, стоящей за процедурой измерения, является числовая система с отношениями N, на которую отображается эмпирическая система Or. Приступая к решению задачи “измерить”, мы не знаем структуры отношений в Or, но знаем, как устроена N, какие возмож-

ности структурных преобразований она нам дает. Если же в Or существуют отношения, не существующие в N, то N автоматически становится либо неадекватной для описания Or, либо не схватывающей существенных для Or отношений. Тогда вопрос об адекватности измерения имеет несколько аспектов. Один из них,

реально обсуждаемый в цитированных выше работах, касается взаимоотношения Or и N: для заданного варианта N выясняется —

выполняются ли в Or некоторые следствия из устройства N. Другой аспект связан с устройством Or как таковой. Понятно, что в задачах реконструкции системы значений с помощью заданных процедур этот вопрос не может решаться принципиально.

В наших исследованиях, имея своей целью исследование природы системы Or, мы полностью отказались от прямого построения семантических структур, избавив себя таким образом от необходимости проверки согласования структуры с эмпиричес-

кими данными. Практически мы занимались доказательством

существования семантической структуры без прямого ее описания.

Для этого нами совместно с Л.С.Назаровой предложен подход (метод “обратного эксперимента” —1977 г.). В атрибутирующем эксперименте с использованием СД (с биполярными шкалами — 0, 1) (методика 1) регистрируются вектора оценок стимулов1. В групповом коде стимула (каждая координата группового вектора — сумма значений этой координаты по векторам всех испытуемых группы) выделяются те координаты, значения которых выше числа q% Ч n или (100 – q)% Ч n, где n — число испытуемых в группе, q% — заданная квантиль— чаще всего использовались 75%, 90% и 95% квантили. Список выделенных для данного стимула коорди-

нат — координат, одинаково оцениваемых большинством испытуемых исследуемой однородной группы, назывался семантической универсалией. Тогда успешность “обратного” эксперимента — ре-

конструкция испытуемыми, не знакомыми со стимульным материалом, стимулов по заданным спискам универсалий: установление соответствия между набором стимулов и универсалией или, еще сильнее, “угадывание” стимулов без указания алфавита — прямое доказательство существования устойчивой структуры атрибутивной репрезентации стимулов неиспользованного набора.

Задание универсалий, естественно, не задает структуры семантических образов стимулов. Оно только (в случае успеха обрат-

1В дальнейшем мы будем называть их семантическими кодами — индивидуальными и групповыми.