Влияние насилия, отображаемого в сми, на совершение убийств в сша

Дэвид П. Филлипс (David P. Phillips)

Влияние сцен насилия, отображаемых в СМИ, на проявление агрессии всегда изучалось в лабораторных условиях; в данной работе подобное влияние рассматривается в реальной жизни. В статье впервые представлены систематизированные данные, свидетельствующие о том, что определенный тин насилия, который показывается или о которое сообщается в средствах массовой информации, вызывает непродолжительное, но резкое увеличение числа убийств в Соединенных Штатах. Сразу после чемпионских поединков профессиональных боксеров в тяжелом весе в 1973-1978 гг. количество убийств в США увеличилось на 12,46%. Самое большое увеличение наблюдалось после тех боев, которые широко рекламировались в СМИ. Эти паттерны сохраняются при сверке общих показателей с сезонными переменными и со случайными переменными. Проверялись четыре альтернативных объяснения полученных данных. Результаты проверки дают основание считать, что бои профессионалов-тяжеловесов способствуют проявлению у некоторых американцев губительного агрессивного поведения.

Перепечатано с разрешения автора и журнала American Sociological Review, Vol. 48,1983. Всю корреспонденцию направлять по адресу: David P. Phillips, Department of Sociology, University of California, Lajolla, CA 92093.

Автор данной статьи извлек значительную пользу из дискуссий по специальным вопросам с X. Уайтом (Н. White) и С Гранджером (С Granger) (экономический факультет), а также с Н. Беком (N. Beck) (факультет политических наук). Я благодарен этим коллегам за то, что они вывели меня за пределы стоячих вод временного регрессивного анализа.

Выражаю благодарность М. Коулу (М. Cole) и M. Шудсону (M. Schudson) (факультет коммуникаций), В. Конецни (V. Konecni) (психологическийфакультет), атакже Б. Бергеру (В. Bergcr), А. Сайкурелю (A. Cicourel), Ф. Девису (F. Davis), С. Мукерджи (С. Mukerji) и С. Натансону (С. Nathanson) (социологический факультет) — все из Калифорнийского университета в Сан-Диего. И наконец, я хотел бы поблагодарить двух анонимных рецензентов за полезные замечания.

Начиная с 1950 г. авторы более чем 2500 работ пытались выяснить, вызывает ли насилие, о котором сообщают средства массовой информации, дополнительную агрессивность поведения (Comstock et al., 1978; Murray and Kippax, 1979; Roberts and Bachen, 1981; National Institutes of Mental Health, 1982).

За исключением нескольких работ (они отмечены в обзоре Phillips, 1982b) исследователи изучали проявление агрессии в условиях лаборатории. Сложилось общее мнение о том, что насилие, которое отображается в средствах массовой информации, в лабораторных условиях может вызвать дополнительную агрессивность. Однако политические деятели, в отличие от ученых, знакомятся с насилием вне лаборатории, особенно с такой серьезной и губительной его формой, как убийство. Проведено крайне мало исследований, посвященных влиянию средств массовой информации на количество совершаемых убийств, и на сегодня нет систематизированных данных, указывающих на то, что отображение насилия в средствах массовой информации вызывает дополнительные убийства.

Как отмечал Андисон (Andison) (1980; 564): «Мы незнаем, вызывает ли то, что показывается на экране телевизора, смерть и насилие в современном обществе».

Эта статья представляет сведения, которые можно рассматривать как первые систематизированные данные, свидетельствующие о том, что некоторые убийства действительно вызваны определенным типом насилия, представленным в СМИ. Наша работа основана на предыдущих исследованиях (Phillips, 1974, 1977, 1978, 1979, 1980, 1982 а), в которых показано, что: 1) в США увеличивается количество самоубийств после предания общественной гласности сведений о случаях суицида. Эти данные подтверждаются американскими (Bollen and Phillips, 1982) и голландскими (Ganzeboom and de Haan, 1982) исследованиями, согласно которым 2) чем больший общественный резонанс получают сообщения о самоубийствах, тем больше возникает после этого случаев суицида; 3) увеличение количества самоубийств в основном происходит в тех районах, где сведения о случаях суицида придаются общественной гласности; 4) в Калифорнии (Phillips, 1979), Голландии (Ganzeboom and de Haan, 1982) и в Детройте количество транспортных самоубийств увеличивалось после придания общественной гласности случаев суицида; 5) чем чаще появлялись в СМИ подобные сообщения, тем больше происходило самоубийств; 6) количество самоубийств возрастает в основном в тех районах, где случаи суицида придаются общественной гласности; 7) аварии со смертельным исходом чаще происходят с одноместными машинами, чем с машинами других типов, а человек, сидящий за рулем во время подобных аварий, очень похож по описанию на того человека, о самоубийстве которого сообщалось, пассажиры же, присутствующие при аварии, не похожи. Эти результаты статистически значимы и сохраняются с поправкой на колебания по дням недели и времени года, по выходным дням, а также в связи с поправкой на линейные тренды (статистические тенденции, выражающиеся в линейной зависимости). При проверке альтернативных показателей Филлипс пришел к выводу о том, что сообщения о самоубийствах способствуют появлению дополнительных случаев суицида, которые скрываются под видом автокатастроф.

Было бы интересно выяснить, вызывают ли сообщения об убийствах дополнительные убийства. Такое исследование трудно провести, так как, в отличие от самоубийств, сообщения об убийствах появляются слишком часто и трудно отделить влияние одного сообщения от воздействия других. Однако о некоторых типах насилия СМИ говорят значительно реже, поэтому есть возможность проследить, вызывают ли сообщения о подобных типах насилия в средствах массовой информации увеличение количества убийств в Соединенных Штатах.

НАСИЛИЕ, ОТОБРАЖАЕМОЕ В СРЕДСТВАХ МАССОВОЙ ИНФОРМАЦИИ, И СТАТИСТИКА УБИЙСТВ В СОЕДИНЕННЫХ ШТАТАХ

При обзоре литературы о влиянии средств массовой информации Комсток (Comstock, 1997) сделал вывод о том, что сообщения о насилии, скорее всего, способны вызывать агрессию: когда само насилие представляется как 1) вознаграждаемое, 2) возбуждающее, 3) реальное либо 4) оправданное действие; когда совершающий насилие 5) не осуждается за свое поведение и его представляют как человека, 6) предполагавшего нанести телесное повреждение своей жертве.

Одним из типов отображения насилия, который отвечает всем приведенным критериям, является реклама и телевизионная трансляция профессионального боксерского поединка в тяжелом весе, который почти всегда представляется как наиболее вознаграждаемое, возбуждающее, реальное и оправданное мероприятие. Более того, участников поединка не осуждают за агрессивность поведения, а представляют как стремящихся нанести друг другу телесные повреждения.

В хорошо известной серии исследований Берковиц и его соавторы (1963, 1966, 1967, 1973) изучали в лабораторных условиях воздействие снятых на пленку профессиональных боев. Исследователи обнаружили, что возбужденные участники лабораторного эксперимента вели себя более агрессивно после просмотра записанных сцен профессионального бокса. И наоборот, участники этого эксперимента проявляли значительно меньшую агрессивность после просмотра сцен на беговой дорожке.

В целом профессиональные боксерские состязания в тяжелом весе наиболее подходят для исследования, потому что 1) они отвечают критериям Комстока относительно сообщений в средствах массовой информации как наиболее способные возбудить агрессию и 2) они известны тем, что вызывают агрессию в лабораторных условиях.

ИСТОЧНИКИ ДАННЫХ

Исчерпывающий список чемпионских боев профессиональных боксеров в тяжелом весе и дат их проведения был взят из Энциклопедии по боксу (The Ring Book Boxing Encyclopedia), которая является стандартным справочником по данной теме. Период 1973-1978 гг. был выбран для анализа по той причине, что оказались доступны ежедневные отчеты об убийствах за эти годы и сведения о них можно было получить в Национальном статистическом центре здоровья (National Center for Health Statistics)³.

³Данные за 1973-1977 гг. представляют компьютерные варианты свидетельств о смерти, выполненные Национальным статистическим центром здоровья, которые были получены через Межуниверситетский консорциум политических исследований. Поскольку во время написания данной статьи еще не было компьютерных вариантов свидетельств о смерти за 1978 г., была использована напечатанная статистическая сводка (National Center for Health Statictics, 1978: Table 1-30). Можно было получить сведения о 50% случаев смерти за 1972, но эти данные не анализировались, так, включение неполных данных в стопроцентные данные за 1973-1978 гг. могло бы нарушить требуемую гомоскедастичность в примененном методе анализа. Теоретически возможно было для этого откорректировать гетероскедастичность, а затем включить в анализ данные за 1972 г. Но такой необходимости не было, так как объем данных был уже достаточно велик без информации за 1972 г. В целом получено 2192 еденицы учета по ежедневным данным за 1973-1978 г.

О применении данного метода к ежедневным данным о смертности см.: Bollen and Phillips (1981,1982). Общие сведения о методе временного регрессивного анализа см.: Ostrom (1978), Rao and Miller (1971) and Johnston (1972).

МЕТОД АНАЛИЗА

Применялся стандартный метод временного регрессивного анализа⁴. Известно, что количество убийств значительно колеблется в зависимости от дня недели, месяца и года (Conklin, 1981). Кроме того, как мы увидим, количество убийств заметно возрастает во время общенародных праздников. Прежде чем оценивать влияние профессиональных боев на количество убийств, следует учесть все эти «сезонные» колебания.

Была создана фиктивная переменная 0-1 для всех понедельников, другая переменная была принята для вторников, и в общем для каждого дня недели была установлена своя переменная (воскресенье не получило переменной). Подобным образом все месяцы года получили переменную 0-1 (кроме января), переменная была принята для анализируемых лет, кроме 1978 г.

Также фиктивная переменная была определена для каждого общенародного праздника (Новогодний праздник, День поминовения, День независимости, День труда, День благодарения и Рождество). И наконец, фиктивная переменная Профбой (х) (Pfight) (х) использовалась для того, чтобы отметить проведение чемпионских профессиональных боев. Регрессивный коэффициент переменной Профбой (х) показывает влияние профессиональных боев на количество убийств, совершившихся позднее в х дни (т. е. влияние профессиональных боев запаздывало по х дням). Сначала изучалось влияние профессиональных боев в течение 10 дней после проведения поединков; в дальнейшем исследовался более длительный период.

РЕЗУЛЬТАТЫ

Таблица 11.1 дает представление о размере и статистической значимости каждого коэффициента⁵. Эта таблица показывает, что после обычного чемпионского профессионального поединка боксеров число убийств значительно увеличивается на третий день (на 7,47) и на четвертый день (на 4,15) по отношению к общему повышению в 11,62⁶. Увеличение количества убийств после профессиональных боев статистически значимо⁷.

Таблица 11.1

Убийства в США в результате воздействия прошедших профессиональных боев в тяжелом весе, которые учитывались в зависимости от дня недели, месяца и праздников в течение 1973-1978 гг.

Зависимая переменная убийства	R2 R2 0,671 0,665	D.E N 2148 2190
Параметр	Коэффициент регрессии	t-статистика
Пересечение	55,34*	30,16
Убийство (1)	0,12*	5,64
Профбой (-1)	1,97	0,94
Профбой (0)	1,95	0,93
Профбой (1)	-0,26	-0,13
Профбой (2)	1,32	0,63
Профбой (3)	7 47***	3,54
Профбой (4)	4,15+	1,97
Профбой (5)	-0,60	-0,29
Профбой (6)	3,28	1,57
Профбой (7)	0,35	0,17

⁵ Эта статистическая значимость колеблется в зависимости от последовательного взаимодействия остаточных результатов. Традиционный тест для последовательного взаимодействия — это Durbin—Watson тест, который подходит в тех случаях, когда зависимая переменная, задержанная в действии, включается в регрессивную модель анализа (Nerlove & Wallis, 1966), как это использовано в табл. 11.1. Обычный альтернативный тест, в котором используется статистика Дурбина (Durbin), не мог быть применен в данном исследовании по причинам, которые описаны в работе Bollen & Phillips (1982: tn 7). Вместо этого был использован другой тест для последовательного взаимодействия, предложенный Дурбином (Durbin, 1970). Этот тест не выявил самокорреляции первого порядка. Самокорреляция более высокого порядка проверялась методами, предложенными в работе Bollen & Phillips, 1966, и не было обнаружено подтверждения последовательного взаимодействия. Надо обратить внимание на одну особенность в табл. 11.1. Таблица показывает, что убийства значительно увеличиваются во время всех общенародных праздников США, кроме Дня поминовения. По моим сведениям, эти данные ранее не отмечались в ежедневной статистике убийств в Соединенных Штатах

Таблица 11.1 (продолжение) Убийства в США в результате воздействия прошедших профессиональных боев в тяжелом весе, которые учитывались в зависимости от дня недели, месяца и праздников в течение 1973-1978 гг.

Зависимая переменная убийства	R2 R2 0,671 0,665	D.E N 2148 2190
Параметр	Коэффициент регрессии	t-статистика
Профбой (8)	0,99	0,47
Профбой (9)	3,10	1,48
Профбой (10)	2,28	1,09
Понедельник	-16,46*	-21,74
Вторник	-16.71*	-17.97
Среда	-18,42*	-19,13
Четверг	-15,81*	-15,88
Пятница	-8,02*	-8,41
Суббота	14,54*	16,95
Февраль	1,88*	1,99
Март	1,13	1,23
Апрель	0,43	0,46
Май	-0,69	-0,73
Июнь	1,61	1,74
Июль	4,16*	4,46
Август	4,46*	4,83
Сентябрь	3,91*	4,16
Октябрь	2,79*	3,02
Ноябрь	3,04*	3,25
Декабрь	5,86*	6,30
1973	-1Д1	-1,70
1974	1,71*	2,62
1975	1,28	1,96
1976	-3,01*	-4,60
1977	-1,73	-2,62
Праздник Нового года	41,08*	10,29
День поминовения	-1,05	-0,28
День независимости	21,61*	5,89
День труда	16,92*	4,56
День благодарения	18,34*	4,98
Рождество	10,25*	2,79

Примечание: переменная Убийство (1) указывает на задержку убийств на один день. Временные тесты с двусторонне ограниченным критерием использовались для всех сезонных переменных; тесты с одним ограниченным критерием использовались для переменных профессиональных боев.

*Имеет значение при 0,01 или выше; ** Имеет значение при 0,05 или выше;

*** Имеет значение при 0,0002; + Имеет значение при 0,025.

Таблица 11.1 показывает, что третий день является самым высоким пиком количества убийств. Интересно отметить, что «пик третьего дня» выявлен не только в данном исследовании, но был отмечен в нескольких предыдущих работах: в Калифорнии пик транспортных самоубийств отмечался на третий день после сообщений в СМИ о самоубийствах (Phillips, 1979), то же самое отмечалось и при транспортных самоубийствах в Детройте (Bollen & Phillips, 1981), а также при авиакатастрофах некоммерческих рейсов в США (Phillips, 1978,1980). В настоящее время нам неизвестны точные психосоциальные механизмы, влияние которых приводит к отсрочке на три дня, но эта особенность так часто повторяется в различных данных, что, вероятно, имеет относительно стабильное воздействие и может использоваться в дальнейших исследованиях.

⁶Коэффициент 0,12 для Убийство (1) показывает, что существует слабый задержанный эндогенный эффект. Это значит, что, к примеру, каждая из моделей профессионального боя сохраняет свое влияние дольше, чем на один день. Следовательно, воздействие профессионального боя на совершение убийств не проявляется в этот день, а реализуется значительно позже. Низкий коэффициент для эндогенной переменной (0, 12) означает, что длительность воздействия модели Профбой (х) и других переменных очень быстро разрушается и влияние не становится сильнее, чем сразу после боя, но все-таки остается. Таким образом, паттерны с задержкой оказываются более сложными, чем это можно увидеть в табл. 11.1. По причине слабого, задержанного эндогенного проявления влияние переменной Профбой (х) перекрывает слабое воздействие другой переменной. Однако наличие задержанной эндогенной переменной не влияет на валидность статистических тестов предложенной гипотезы (см. также сноску 7).

⁷Втабл. 11.1 мы рассматривали 11 коэффициентов моделей Профбой (0), Профбой(1)... Профбой(10). При нулевой гипотезе ни один из одиннадцати коэффициентов модели Профбой не оказался высоким. С другой стороны, при альтернативной гипотезе, при которой профессиональные бои вызывают убийства, один или больше из этих коэффициентов оказывается высоким или положительным. Если один или больше коэффициентов модели Профбой(х) оказываются достаточно высокими, мы можем отказаться от нулевой гипотезы в пользу альтернативной. Чтобы понять, можно ли отказаться от нулевой гипотезы, следует исходить из следующего. Поскольку ковариационная матрица указывает на то, что оценки коэффициентов модели Профбой(х) не взаимосвязаны, а также из бессимптомное™ коэффициентных оценок следует, что оценки коэффициентов фактически независимы. Из этого вытекает то, что значение t-статистики для каждого из этих коэффициентов тоже независимо. В этих условиях можно использовать биномиальный тест, чтобы выяснить, являются ли статистически значимыми значения г или более высокие значения коэффициентов модели Профбой (х) на данном уровне. Таблица 11.1 показывает, что существует два коэффициента для модели Профбой (х) — Профбой(З) и Проф-бой(4), которые статистически значимы при величине 0,25 или выше. При значении п = 11, р = 0,25, г > 2 биномиальный тест показывает, что вероятность выявления двух или более значимых уровней 0,25 в одиннадцати переменных составляет 0,0296. Таким образом, можно отвергнуть нулевую гипотезу на основании общих данных, полученных при одиннадцати коэффициентах модели Профбой(х).

Наблюдаемый пик количества убийств после профессиональных боев нельзя приписать к определенному дню недели, месяцу, году или влиянию праздников, так как все эти «сезонные» переменные корректировались для регрессивного анализа. С другой стороны, нельзя обоснованно отнести пик убийств к случайным колебаниям, потому что этот пик статистически значим.

НЕКОТОРЫЕ АЛЬТЕРНАТИВНЫЕ ОБЪЯСНЕНИЯ ДЛЯ ПИКА УБИЙСТВ

Таблица 11.2

Изменение количества убийств через 3 дня после каждого профессионального боя в тяжелом весе в 1973-1978 гг.

Участники боя Зафиксированное количество убийств		Ожидаемое количество убийств	Разница между зафиксированным количеством и ожидаемым	Проведение боя вне пределов США	Было ли сообщение в вечерних новостях
Форман/
Фрезер	55	42,10	12,90	Да	Да
Форман/
Роман	46	49,43	-3,43	Да	Нет
Форман/
Нортон	55	54,33	0,67	Да	Нет
Али/
Форман	102	82,01	19,99	Да	Да
Али/Вепнер	44	46,78	-2,78	Нет	Да
Али/Лайл	54	47,03	6,97	Нет	Да
Али/Бугнер	106	82,93	23,07	да	нет
Али/Фрезер	108	81,69	26,31	Да	Да
Али/Купман	54	45,02	8,98	Да	Нет
Али/Янг	41	43,62	-2,62	Нет	Нет
Али/Данн	50	41,47	8,53	Да	Да
Али/Нортон	64	52,57	11,43	Нет	Да
Али/
Эвангелиста	36	42,11	-6,11	Нет	Нет
Али/Шеверз	66	66,86	-,86	Нет	Нет
Спинкс/Али	89	78,96	10,04	Нет	Да
Холмс/
Нортон*	53	48,97	4,03	Нет	Нет

'Спонсор: Всемирный совет бокса; все другие бои спонсировала Всемирная ассоциация бокса.

Данные, приведенные в табл. 11.2, позволяют проверить два разных объяснения. По каждому бою в таблице представлены следующее сведения: 1) количество убийств, отмеченных спустя три дня после профессионального боя; 2) количество убийств, ожидаемых на третий день при нулевой гипотезе, по которой профессиональные бои не влияют на убийства⁸; 3) разница между зафиксированным и ожидаемым числом убийств (плюсовое значение разницы свидетельствует о том, что количество убийств больше, чем ожидалось в последующие дни после профессионального боя); 4) проводился ли бой за пределами США; 5) обсуждался ли бой в вечерних новостях.

Гипотеза «личный опыт*. Возможно, профессиональный бой воздействует только на тех, кто непосредственно наблюдает бой на ринге, а не на тех, кто смотрит его по телевидению или слушает о нем по радио. Если это так, то нельзя утверждать, что насилие, о котором сообщается в средствах массовой информации, приводит к увеличению числа убийств. Если индивид должен лично присутствовать во время боя, чтобы этот бой повлиял на него, то профессиональные бои, которые проводятся за пределами Соединенных Штатов, не должны вызывать дополнительные убийства в этой стране. И наоборот, профессиональные бои, проведенные в Соединенных Штатах, должны вызывать значительное увеличение числа убийств. Данные, представленные в табл. 11.2, противоречат подобному прогнозу. После обычного «заграничного» боя в США увеличиваются убийства на 12,128, тогда как менее значительное увеличение числа убийств (на 2,862) происходит после обычных боев в Соединенных Штатах⁹. Поэтому гипотеза «личного опыта» не кажется убедительной.

«Моделирующая* гипотеза — первый тест. По данным, представленным в табл. 11.2, можно также проверить различные гипотезы. Профессиональные бои могут провоцировать совершение некоторых убийства при определенной форме возбуждения агрессивности. Если это так, то бои, получающие больше рекламы, должны иметь более сильное воздействие, чем бои с меньшей рекламой.

Чтобы проверить эту гипотезу, нужно посмотреть, значительно ли увеличивается количество убийств после обсуждения в вечерних новостях профессиональных боев и происходит ли относительно небольшое повышение после остальных, менее рекламируемых боев. Данные, приведенные в табл. 11.2, подтверждают нашу гипотезу. Увеличение убийств происходит на 11,127 после обычного «рекламируемого» боя и только на 2,833 после обычного боя без рекламы. Разница между этими цифрами статистически значима при 0,0286 (тест (t-test) с двумя замерами, с односторонне ограниченным критерием).

Особо следует отметить, что наиболее разрекламированным из всех проведенных за этот период профессиональных боев оказался поединок между Али и Фрезером, подававшийся в СМИ как «Сенсация в Маниле», — на третий день после которого был выявлен самый высокий пик убийств.

«Моделирующая» гипотеза — второй тест. Моделируемую гипотезу можно проверить и другим способом. В литературе по лабораторным исследованиям о воспроизведении агрессивности в СМИ неоднократно указывается, что 1) индивид более склонен имитировать поведение насильника, изображаемого на экране, если сам он похож на этого насильника; 2) индивид более склонен проявлять агрессивность по отношению к намеченной жертве, если она похожа на жертву, изображаемую на экране.

В целом в литературе указывается на то, что в лабораторных условиях можно моделировать поведение как насильника, так и жертвы.

Если имитация поведения насильника происходит после профессионального боя, тогда после того как поединок выигрывает молодой чернокожий боксер, должно увеличиться количество убийств молодыми чернокожими (но не белыми юношами). И наоборот, после победы в матче молодого белого боксера можно ожидать противоположных данных. К сожалению, имитацию поведения убийцы нельзя изучать по свидетельствам смерти, которые исследовались в данной работе, поскольку эти свидетельства отражают не личность убийцы, а только личность жертвы.

Однако эти свидетельства о смерти можно использовать для того, чтобы проследить, появляются ли жертвы после профессионального боя в тяжелом весе. Если это происходит, то жертвы, появляющиеся сразу после профессионального боя, должны быть очень похожи на проигравшего боксера. Особенно если в профессиональном поединке проигрывает молодой белый боксер, то после этого должно увеличиться число убийств молодых белых юношей; но не должно произойти увеличения убийств молодых чернокожих. Наоборот, когда профессиональный бой проигрывает молодой чернокожий, должно увеличиться число жертв среди молодых чернокожих, а число жертв среди белых не должно увеличиться.

Эти соображения можно сверить с данными, приведенными в табл. 11.3 и 11.4, которые показывают разницу между влиянием, которое оказывает бой, проигранный чернокожим боксером, и бой, проигранный белым боксером¹³.

Подробные сведения о смертности, необходимые для составления этих таблиц, можно было получить только из занесенных в компьютер свидетельств о смерти, о чем было сказано в сноске 3 на с. 214. Такие свидетельства о смерти можно было получить только за 1973-1977 тт. Следует отметить, что в дальнейшей части данной работы будет рассматриваться период за 1973-1977 гг., а не 1973-1978, как отражено в табл. 11.1 и 11.2.

В табл. 11.3 рассматривается влияние боев с проигравшим белым и боев с проигравшим чернокожим на убийства среди молодых белых людей. Полученные данные подтверждают гипотезу об этом влиянии. После профессиональных боев с поражением белого участника значительно увеличивается количество убийств белых молодых людей; наоборот, профессиональные бои с побежденным чернокожим боксером не приводят к увеличению числа убийств белых молодых людей¹⁴.

¹⁴Анализ, описанный в сноске 7 (который был использован в табл. 11.1), можно применить к результатам табл. 11.3. Рассматривая коэффициенты WL(0) — проигравший белый —.....WL (10), можно заметить, что три коэффициента статистически значимы при 0,0251 или выше. Анализ сопутствующих отклонений (ковариационный анализ) показывает, что оценки коэффициентов WL (х) не взаимосвязаны. Поэтому по причине асимптоматичности коэффициентной оценки можно рассматривать независимой t-статистику для WL (0)....WL(10), используя биноминальный тест при п = 11, р = 0251, г > 3, можно прийти к пониманию того, что вероятность трех или более значимых коэффициентов при 0,0251 для одиннадцати переменных составит 0,0022. Следовательно, число убийств белых молодых людей значительно увеличивается сразу после профессиональных боев с «Побежденным белым боксером».

Коэффициент для этого праздника составляет 15,75. Хотя влияние любого конкретного профессионального боя больше по сравнению с воздействием сезонных пе-ременнных, кумулятивное влияние всех профессиональных боев не выше по сравнению с кумулятивным воздействием всех сезонных переменных из-за того, что профессиональных боев проводится относительно мало.

Значительно увеличивается число убийств белых молодых людей в день проведения профессионального матча (3,86 на бой), спустя два дня (3,14 на бой) и через восемь дней после матча (2,97 на бой). В целом количество убийств белых молодых людей увеличилось на 9,97 (= 3,86 + 3,14 + 2,97) на каждый бой с побежденным белым боксером. Интересно отметить, что типичный профессиональный бой с поражением белого боксера оказал в целом более сильное воздействие (9,97), чем любая другая переменная в таблице. Из рассматриваемых 27 «сезонных» переменных только одна (празднование Нового года) оказала более сильное воздействие на убийства белых молодых людей¹⁵. Это свидетельствует о том, что влияние профессионального боя с проигравшим белым боксером значимо не только статистически, но и практически. В настоящее время неизвестно, почему этот тип профессионального боя оказывает такое большое влияние.

Таблица 11.3

Влияние профессиональных боев «Белый проигравший» (WL) и «Черный проигравший» (BL) на убийства белых молодых людей в Соединенных Штатах, 1973-1977гг.

Зависимая переменная убийства	R2 0,3781	R2 0,360	D.F. N 1772 1825
Параметр	Коэффициент регрессии		t-статистика
Пересечение	10,43*		23,78
Убийство (1)	0,01		0,23
WL(-l)	0,70		0,46
WL(0)	3,86**		2,54
WL(1)	0,30		0,20
WL(2)	3,14**		2,07
WL(3)	0,48		0,31
WL(4)	0,57		0,37
WL(5)	-0,29		-0,19
WL(6)	0,93		0,61
WL(7)	0,35		0,23
WL(8)	2,97+		1,96
WL(9)	0,53		0,35
WL(10)	0,58		0,39
BL(-l)	1,36		1,27
BL(0)	0,04		0,03
BL(1)	-1,44		-1,34
BL(2)	-0,59		-0,55
BL(3)	1,20		1,11
BL(4)	0,69		0,64
BL(5)	-1,06		-0,99
BL(6)	1,61		1,50
BL(7)	-0,14		-0,13
BL(8)	0,32		0,30
BL(9)	0,28		0,26
BL(10)	-0,53		-0,49

Как и в табл. 11.1, влияние переменных профессиональных боев учитывалось при сверке с сезонными переменными. Для того чтобы сохранить ясность, в табл. 11.2 эти сезонные переменные не фиксировались, так как основная цель этой таблицы состоит в том, чтобы сопоставить влияние профессиональных боев с «Проигравшим белым боксером» и боев с «Проигравшим чернокожим боксером». Для переменных профессионального боя использовались тесты (t-test) с односторонне ограниченным критерием, а для всех других переменных использовались тесты (t-test) с двух-сторонне ограниченным критерием; *Значимо при менее чем 0,001; ** Значимо при 0.006; ***Значимо при 0,019; + Значимо при 0,0251.

Таблица 11.4

Влияние профессиональных боен «Белый проигравший» (WL) и «Черный проигравший» (BL) на убийства белых молодых людей в Соединенных Штатах, 1973-1977гг.

Зависимая переменная убийства	R2 0,452	R2 0,436	D.F. N
			1772 1825
Параметр	Коэффициент регрессии		t-статистика
Пересечение	10,59*		20,79
Убийство	0,04		1,63
WL(-l)	0,83		0,48
WL(0)	-1,30		-0,75
WL(1)	-1,60		-0,93
WL(2)	0,19		0,11
WL(3)	2,82		1,59
WL (4)	-0,82		-0,47
WL(5)	-1,19		-0,69
WL(6)	-1,66		-0,96
WL(7)	2,80		1,62
WL(8)	-0,78		-0,45
WL (9)	1,62		0,94
WL(10)	0,59		0,34
BL(-l)	-0,25		-0,21
BL(0)	1,19		0,98
BL(1)	-0,60		-0,49
BL(2)	0,18		0,15
BL(3)	0,67		0,54
BL(4)	2,68**		2,19
BL(5)	2,28***		1,86
BL(6)	-0,22		-0,18
BL(7)	0,04		0,03
BL(8)	-0,76		-0,62
BL(9)	1,50		1,23
BL(10)	0,30		0,25

* Значимы при менее чем 0,001; ** Значимы при 0,014; *** Значимы при 0,032.

См. также сноски к табл. 11.3.

Таблица 11.4 рассматривает влияние профессиональных боев с «побежденным белым боксером» и с «побежденным чернокожим боксером» на убийства молодых чернокожих людей. И вновь данные подтверждают гипотезу о характеристиках жертвы. Профессиональные бои с побежденным чернокожим боксером влекут за собой увеличение количества убитых молодых чернокожих мужчин. Наоборот, профессиональный бой, проигранный белым боксером, не способствует значительному увеличению убийств чернокожих мужчин.

Убийства чернокожих значительно увеличились на четвертый и пятый день после боев с проигравшим чернокожим боксером, в целом на 4,96 = 2,68 + 2,28 на бой¹⁶. Общее влияние боя с проигравшим чернокожим боксером превышает почти все сезонные переменные. Только празднование Нового года и Дня благодарения способствуют более высокому росту числа убийств (для этих праздников соответственно 8,88 и 8,00). Очевидно, что профессиональный бой с проигравшим чернокожим боксером оказывает значительное самостоятельное воздействие на число убийств молодых чернокожих.

Анализ в табл. 11.4 аналогичен анализу, примененному при составлении табл. 11.3. Статистическая теория и анализ сопутствующих изменений (ковариационный) вновь позволяет рассматривать одиннадцать вариантов 1-статистика для ВЦП).... ВЦ 10) как независимые. Мы отмечаем, что два коэффициента для ВЦх) значимы при 0,032 и выше. Вероятность выявления двух или более коффициентов ВЦх), значимых на этом уровне для одиннадцати неременных, составляет 0,0465. Следовательно, значительное увеличение числа убийств молодых чернокожих происходит сразу после профессиональных боев с «побежденным чернокожим боксером».

Гипотеза ускорения. Приведенные выше данные согласуются с утверждением о том, что профессиональные бои иногда служат моделью для агрессии и способствуют совершению некоторых убийств в США. Но возможно, профессиональные бои просто ускоряют совершение убийства, которое все равно должно произойти, даже если бы бои не проводились. Если профессиональный бой просто «подталкивает» к убийству таким образом, что оно происходит раньше назначенного срока, тогда пик убийств после профессионального боя требует тщательного изучения статистики убийств сразу после боя. Изучение трехнедельного периода после проведения профессионального боя не дает достаточно глубокого рассмотрения. Ни один из отрицательных коэффициентов для Профбоя (1) , Профбоя (2)... Профбоя (21) не является значимым даже на уровне 0,10. Следовательно, гипотеза ускорения несостоятельна.

Гипотеза азартности. Возможно, профессиональный бой не оказывает влияния на формирование определенных агрессивных моделей. Бой просто повышает азартность, которая вызывает злость, приводит к дракам и убийству. Если такое объяснение верно, тогда увеличение количества убийств должно происходить не только после профессиональных боев, но и после других событий, которые вызывают азарт у людей. В Соединенных Штатах, возможно, наибольший азарт у населения вызывает Суперкубок¹⁷, по сравнению с другими мероприятиями. Однако после этого события количество убийств увеличивается незначительно.

Можно принять переменную Суперкубок (х), чтобы оценить влияние этого матча на число убийств в течение последующих х дней, и включить эту переменную в регрессивную модель, которая использовалась в табл. 11.1. Коэффициенты для переменной Суперкубок (х) представлены в табл. 11.5. В таблице содержатся слабые доказательства того, что количество убийств действительно уменьшается в день проведения Суперкубка и спустя один день, а на третий день поднимается выше ожидаемого уровня.

Даже если считать эти коэффициенты статистически значимыми (а это не так), то это свидетельствует о том, что Суперкубок скорее связан с явным снижением убийств, чем с их увеличением. Это совсем не то, чего следовало бы ожидать, если бы гипотеза азартности была верна. О несостоятельности данной гипотезы говорят и другие факты, представленные выше: если бы гипотеза азартности была верна, тогда было бы трудно понять, почему характерные черты жертв убийств должны совпадать с чертами проигравшего боксера¹⁸.

''Суперкубок — финальный матч, в котором определяется лучшая команда сезона американской «Национальной футбольной лиги», NFL (имеется в виду американский (football), а не европейский (soccer) футбол). Матчи проводятся ежегодно, начиная с 1967 г., в каждое последнее воскресенье января, которое называется «суперкубковым воскресеньем», Super Bowl Sunday. Это событие, пользующееся колоссальной популярностью, привлекает внимание десятков миллионов телезрителей. — Примеч. ред.

"Представленные данные не подтверждают того, что гипотеза азартности является необходимым и существенным объяснением увеличения числа убийств после проведения профессионального боя. Но остается возможным объяснение, согласно которому азартность в сочетании с вызванной агрессивностью приводит к увеличению числа убийств. Эту гипотезу можно проверить, изучив полицейские отчеты об убийствах, произошедших спустя три или четыре дня после профессионального поединка. Эти отчеты следует сравнить с отчетами, взятыми за контрольные сроки.

Таблица 11.5

Влияние Суперкубка на количество убийств в Соединенных Штатах с учетом воздействия сезонных переменных и профессиональных боев в Соединенных Штатах, 1973-1977 гг.

Параметр	Коэффициент регрессии	t-статистика
Суперкубок (-1)	2,78	0,68
Суперкубок(0)	-5,03	-,22
Суперкубок(1)	-6,36	-1,55
Суперкубок(2)	2,26	0,55
Суперкубок(3)	6,00	1,46
Суперкубок(4)	-1,41	-0,4
Суперкубок (5)	1,10	0,27
Суперкубок(6)	-1,67	-041
Суперкубок (7)	-2,24	-054
Суперкубок(8)	3,61	0,87
Суперкубок(9)	-0,82	-1,17
Суперкубок(10)	2,16	0,52

Примечание: Коэффициенты для других регрессивных переменных (т. е. для переменных профессиональных боев и для сезонных переменных) не представлены.

В общем, мы оценили четыре возможных объяснения увеличения количества убийств после профессиональных боев в тяжелом весе. В настоящее время наиболее приемлемым объяснением является то, что профессиональные бои вызывают некое подражательное, агрессивное поведение, которое ведет к росту числа убийств. Оценка этого роста будет рассмотрена ниже.

Оценка роста числа убийств после профессиональных боев. Третья колонка в табл. 11.3 отражает рост числа убийств на третий день после каждого профессионального боя. Общая сумма в этой колонке 125,64 показывает, насколько возросло число убийств в Соединенных Штатах на третий день после чемпионских поединков профессиональных боксеров в тяжелом весе за 1973-1978 гг. Число 1008,36, представленное во второй колонке, обозначает общее количество пред-

полагаемых убийств на третий день после матча. Разделив 125,64 на 1008,36, мы получаем увеличение убийств в процентах - 12,46%.

Таким образом, если принять во внимание увеличение числа убийств в процентном отношении или в абсолютных цифрах, окажется, что количество убийств значительно увеличиваются на третий день чемпионских поединков профессиональных боксеров в тяжелом весе.

Увеличение числа убийств на четвертый день меньше, чем на третий, но его нельзя считать незначительным. Пользуясь подсчетами, которые мы произвели для табл. 11.2, можно определить, что на четвертый день после матча число убийств по сравнению с ожидаемым уровнем увеличилось на 67,97, что составляет 6,58% (= 67,97/1033,03). Общее увеличение количества убийств на третий и четвертый день составило менее 200 (193,61 = 125,64 + 67,97). Увеличение за два дня составило 9,48% (= 193,61/ [1008,36 + 1033,03]).

В этой статье представлены данные, которые наводят на мысль о том, что профессиональные бои боксеров в тяжелом весе вызывают непродолжительное, но резкое увеличение количества убийств. Некоторые приведенные данные будут кратко рассмотрены в заключительной части статьи.

ВЫВОДЫ

Многие исследователи заявляют, что нельзя с уверенностью делать выводы о влиянии насилия, отображаемого в СМИ, на реальную жизнь, используя лабораторные данные, полученные в процессе экспериментов¹⁹. Эти критики утверждают, что лабораторные исследования проводятся исключительно в искусственно созданных условиях. Обычно типы агрессии, которые изучаются в экспериментальных условиях (например, избиение резиновых кукол или применение ударов электрическим током), не являются репрезентативными по отношению к случаям тяжелого насилия, возникающим в реальной жизни (такими, как убийства или изнасилования). Почти во всех лабораторных исследованиях участвуют школьники или студенты, которые не представляют всей телевизионной аудитории Соединенных Штатов. Участнику эксперимента показывают короткие телевизионные сюжеты со сценами насилия. В реальной жизни телезритель может часами просиживать перед телевизором, и передачи о насилии могут перемежаться юмористическими программами или рекламой, зритель может отвлечься и, например, принять ванну. В отличие от испытуемого, который просматривает телевизионную программу в одиночестве, обычный телезритель может смотреть телевизор в компании с семьей или друзьями. Их разговоры и замечания могут отвлекать от передачи или существенно влиять на восприятие зрителя. По этим причинам недопустимо обобщать результаты экспериментальных исследований применительно к реальной жизни.

Последний аргумент серьезно оспаривается данными, представленными в настоящей статье. Эти данные свидетельствуют о том, что насилие, отображаемое с помощью средств массовой информации, действительно вызывает агрессивность как в реальной жизни, так и в лабораторных условиях. В отличие от лабораторных исследований, данная работа оценивает воздействие насилия, отображаемого в СМИ, на поведение людей в условиях реальной жизни. Другим отличием от лабораторных работ является то, что данное исследование рассматривает тип насилия, вызывающий серьезные проблемы у политиков. И наконец, в этой работе аудиторию средств массовой информации представляли не только школьники и студенты. Лабораторные исследования с их огромным потенциалом достижения точности всегда использовались для выявления внутренней валидности данных. Настоящая работа помогает установить, что эти данные имеют также и внешнюю валидность.

Литература

Andison, Е. S. Television violence and viewer aggression: A cumulation of study results 1956-1976.

In G. C. Wilhoit, and H. de Bock (eds.). Mass Communication Review Yearbook. Vol. I. Beverly Hills, CaL: Sage, 1980.

. Berkowitz, L., and Rawlings, E. Effects of film violence on inhibitions against subsequent aggression. Journal of Abnormal and Social Psychology, 1963,66,405—412.

Berkowitz, L., and Geen, R. Film violence and the cue properties of available targets. Journal of Personality and Social Psychology, 1966,3, 525-530.

Berkowitz, L., and Geen, R. Stimulus qualities of the target of aggression: A further study. Journal of Personality and Social Psychology, 1967,5,364-368.

Berkowitz, L., and Alioto, J. T. The meaning of an observed event as a determinant of its aggressive consequences. Journal of Personality and Social Psychology, 1973,28,206-217.

Berkowitz, L., and Macaueay, J. The contagion of criminal violence. Sociometry, 1971,34,238-260.

Bollen, K. A., and Phillips, D. P. Suicidal motor vehicle fatalities in Detroit: A replication. American Journal of Sociology. 1981,87,404-412.

Bollen, K. A., and Phillips, D. P. 1981, Imitative suicides: A national study of the effects of television news stories. American Sociological Review, 1982, 47, 802-809.

Bornlee, K. A. Statistical theory and methodology in science and engineering. New York: Wiley, 1965. iPomstock, G. Television and human behavior: The key studies, Santa Monica, Cal.: Rand, 1975.

Comstock, G. Types of portrayal and aggressive behavior. Journal of Communication, 1977, 26,189-198.

Comstock, G., Chaffee, S., Katzman, N.. Mccombs, M., and Roberts, D. Television in America. Beverly Hills, Cal.: Sage, 1978.

Conklin, J. Criminology. New York: Macmillan, 1981. Durbin, J. Testing for serial correlation in least-squares regression when some of the re-gressors are lagged dependent variables. Econometrica, 1970,38,410-421.

Ganzeboom, H. B. G., and De Haan, D. Gepubliceerde zeifmoorden en verhoging van sterfte door zeifmoord en ongelukken in Nederland 1972-1980. Mens en Maatschappij, 1982,57,55-69.

Johnston, J. Econometric methods. New York: McGraw-Hill, 1972.

Murray, J., and Kippax, S. From the early window to the late night show: international trends in the study of television's impact on children and adults. Advances in Experimental Social Psychology, 1979,12,253-320.

National Center For Health Statistics. Vital statistics of the United States. Washington, D.C.: U.S. Government Printing Office, 1978.

National Institutes Of Mental Health. Television and behavior: , Ten years of scientific progress and implications for the , eighties, vol. 1: summary report. Washington, D.C.: U.S. Government Printing Office, 1982.

Nerlove, M., and Wallis, К. F. Use of the Durbin-Watson statistic in inappropriate situations. Econometrica, 1966,34,235-238.

Ostrom, C. W. Time series analysis: Regression techniques. Beverly Hills, Cal.: Sage, 1978.

Phillips, D. P. The influence of suggestion on suicide: Substantive and theoretical implications of the Werther effect. American Sociological Review, 1974,39,340-354.

Phillips, D. P. Motor vehicle fatalities increase just after publicized suicide stories. Science. 1977,196,1464-1465.

Phillips, D. P. Airplane accident fatalities increase just after stories about murder and suicide. Science, 1978,201,148-150.

Phillips, D. P. Suicide, motor vehicle fatalities, and the mass

media: Evidence toward a theory of suggestion. American

Journal of Sociology, 1979, 84,1150-1174. ' Phillips, D. P. Airplane accidents, murder, and the mass media: Towards a theory of imitation and suggestion. Social Forces,

1980,58,1001-1024.

Phillips, D. P. The impact of fictional television stories on U.S. adult fatalities: New evidence on the effect of the mass media on violence. American Journal of Sociology, 1982, 87, 1340-1359.

Phillips, D. P. The behavioral impact of violence in the mass media: A review of the evidence from laboratory and nonlaboratory investigations. Sociology and Social Research, 1982,66,387-398.

Rao, P., and Miller, R. L. Applied econometrics. Belmont, Cal.: Wadsworth, 1971.

The Ring Book Shop. The Ring boxing encylcopedia and record book. New York: The Ring Book Shop, 1980.

Roberts, D. P., and Bachen, С. M. Mass communication effects. In M. R. Rosenzweig and L.W. Parker (eds.). Annual Review ofPsychology. Palo Alto, Cal: Annual Reviews, 1981.

СОЦИАЛЬНОЕ ПОЗНАНИЕ

«Эффект контраста» и суждения о физической привлекательности: красота как социальная проблема

Дуглас Т. Кенрик и Сара Е. Гутиеррес (Douglas Т. Kenrick and Sara Е. Gutierres)

Три описанных ниже исследования были проведены для проверки гипотезы, согласно которой на опенку привлекательности женщин обычной, средней внешности или их желанности как объекта любовного свидания может отрицательно повлиять предварительный пока;! оценивающей стороне изображений очень привлекательных женщин (г. с. в оценках проявится «эффект контраста»). Первое исследование было внелабораторным и касалось студентов, проживающих в мужском общежитии и смотревших популярное телевизионное шоу (вероятно, сериал. — Примеч. пер.), главными героинями которого были три чрезвычайно привлекательные женщины. Молодых людей попросили оценить фотографию девушки самой обычной внешности (об этой девушке было сказано, что с ней хотят устроить свидание некоему студенту из общежития, который ее никогда не видел). Эти субъекты оценили внешнюю привлекательность девушки-объекта значительно ниже, чем это сделала контрольная группа. Два других исследования продемонстрировали аналогичные результаты в более контролируемой лабораторной обстановке. Кроме того, третье исследование показало непосредственное влияние на оценки физической привлекательности женщин той информации, которую мы получаем от других членов общества. Обсуждаются все факторы, имеющие отношение к подобным воздействиям, при этом особое внимание уделяется влиянию средств массовой информации.

Перепечатано с разрешения авторов и Журнала по проблемам личности и социальной психологии (The Journal of Personality and Social Psychology. Vol. 38. No. 1.1980. Copyright 1980 by the American Psychological Association).

Авторы хотели бы выразить свою благодарность Guy Fosse.Joni Herzog, Jim Kulma, Debra Lorenz, Bill Patenaude, Bob Schartrnann и Dave Stringfield, которые помогали им. на разных стадиях данной работы. Мы хотели бы также поблагодарить Richard A. Block,¹ Robert В. Cialdini и John W. Reich за полезные отзывы на первоначальный вариант этой рукописи.

За последние несколько лет социальным психологам удалось собрать множество разных данных, свидетельствующих о чрезвычайной важности фактора физической привлекательности в межличностном общении (подробнее см.: Berscheid and Walster. 1974). Оказалось, что эта переменная имеет, в частности, большое значение, если речь идет о желании молодого человека назначить девушке любовное свидание (например, см.: Berscheid, Dion, Walster and Walster, 1971; Brislin and Lewis, 1968; Byrne, Ervin and Lamberth, 1970; Stroebe, Insko, Thompson and Layton, 1971; Walster, Aronson, Abrahams and Rottman, 1966). Например, Брислин и Льюис (1968) получили величину корреляции между осознаваемой физической привлекательностью женщины-объекта и желанием назначить ей свидание, равную 0,89.

Отмечено, что физическая привлекательность используется, главным образом, в качестве некой независимой переменной в социально-психологическом исследовании (Berscheid and Walster, 1974; Gross and Crofton, 1977). Согласно Гроссу и Кроф-тону (1977), «в предыдущих исследованиях красота рассматривалась как некий неизменный "мотив"». Тем не менее некоторые исследования показали, что на оценки привлекательности объектов может влиять информация, касающаяся межличностных отношений в целом: степень сходства жизненных установок (Walster, цитируется у Berscheid and Walster, 1974); информация о том, какими позитивными качествами обладает он или она (Gross and Crofton, 1977); близкое знакомство с объектом (Cavior, 1970) или возникновение ассоциаций по сходству объекта с другим, очень привлекательным человеком (Meiners and Sheposh, 1977). Было отмечено, что в дополнение к этим ситуационным вариациям суждения о физической привлекательности объекта изменяются в зависимости от того, о какой культурной или расовой группе идет речь (Cross and Cross, 1971; Marshall and Suggs, 1971), хотя Berscheid и Walster (1974) считают, что современные средства массовой информации могут вскоре вообще свести эту разницу к нулю в пользу западных стандартов привлекательности. Эти авторы считают также, что нивелировка предпочтений внешности потенциальных сексуальных партнеров, все большая одинаковость этих предпочтении объясняется влиянием средств массовой информации и что «редкие образчики рекламы или популярных кинофильмов и романов показывают нам людей с обычным уровнем физической привлекательности» (с. 167). Если средства массовой информации действительно влияют на общепринятые стандарты привлекательности, причем внушая, что только чрезвычайно красивые женщины и очень привлекательные мужчины становятся объектом любви, можно ожидать следующего. Чем более интенсивны воздействия средств массовой информации, тем меньше уровень реалистичности стандартов тех параметров, которые тот или иной индивид желает видеть у своего партнера.

Действительно, распространяя подобного рода факты на другие области оценок и суждений, связанных с восприятием, можно отметить, что даже краткое воздействие средств массовой информации оказывает влияние на наши суждения о внешней привлекательности потенциальных объектов любви, окружающих нас в реальной жизни. В оценках, связанных с восприятием, постоянно обнаруживается эффект «контраста»: так, оценивание испытуемыми людей с обычной, неброской внешностью изменялось в связи с воздействием необычных или очень далеких от реальной жизни объектов. Этот контраст был обнаружен при оценках и физических параметров объектов, таких как вес (Heintz, 1950; Sherif, Taub and Hovland, 1958), пропорциональность сложения (Krantz and Campbell, 1961), формы тела (Helson and Kozaki, 1968) и при оценке их социально значимых качеств, таких как социальные установки (attitudes) (Hovland, Harvey and Sherif, 1957), степень приятности мимики (Manis, 1971), криминальные поступки (Pepitone and DiNubile, 1976), а также характерные черты (Simpson and Ostrom, 1976). Попытавшись обобщить проявления «эффекта контраста» в суждениях людей о физической привлекательности объектов, предполагаем: если участникам опыта заранее показать людей с очень непривлекательной внешностью, окажется, что привлекательность объектов «средней» внешности получит более высокую оценку. Противоположный результат, возможно, возникнет в случае, когда участникам опыта заранее показывают очень привлекательных женщин (или мужчин). Можно сделать и некоторые дополнительные предположения. В нашей культуре, ориентированной на масс-медиа, когда нам постоянно показывают чрезвычайно привлекательных женщин, эти демонстрации красавиц должны стать причиной повышения «уровня адаптации», т. е. привыкания к красоте (Helson, 1964). Это выражается в заниженных оценках внешности обычных женщин «реального мира». Принимая во внимание высокую степень зависимости между оценками внешности женщины и желанием встречаться с такой женщиной, можно сделать вывод, что подобные демонстрации могут привести к снижению «показателей» и в этой области.

Следует, однако, заметить, что имеются литературные данные, по крайней мере двух классов, согласно которым эффекты контраста не слишком характерны для этой области человеческой жизни. Во-первых, есть свидетельства, что контраст восприятия не всегда индуцируется воздействующими стимулами; даже если последние существенно выделяются по своим параметрам. Это имеет место в тех случаях, когда воздействие обладает еще другими характеристиками, приводящими субъекта к мысли, что данный стимул «не из той оперы» ( Helson, 1971). Так, Brown (1953) встретился с этим, когда выяснял характер суждений о весе оцениваемого человека после предъявления стимульной информации типа « зри в корень».

Интересно, что при использовании в качестве стимула информации о людях типа «не из той оперы» эффект контраста имел место. В случае же «зри в корень»-стимулов данный эффект не наблюдался. Подобным образом, Bewan и Pritchard (1963) обнаружили, что на оценку фигуры (телосложения) не влияли стимулы с резко необычными характеристиками. Если субъекты не считали, что женщины, показанные средствами массовой информации, принадлежат к тому же кругу, что и реальные женщины, то красота могла не приниматься в расчет и не влияла на оценку внешности реальных женщин. Во-вторых, образы физически привлекательных женщин, показанных масс-медиа, можно рассматривать в качестве возможного своеобразного «условного подкрепления» (см., например: Byrne, Ervin and Lamberth, 1970; Dion, 1977). Поскольку предполагалось, что ассоциация со стимулом (представление в едином контексте) может увеличить в глазах субъектов привлекательность девушки-объекта (Clore and Byrne, 1974; Lott and Lott, 1974), можно было ожидать, что показ женщины средней внешности вместе с очень привлекательными женщинами приведет к классическому психологическому результату сочетания стимулов, т. е. женщину средней внешности будут оценивать более позитивно. И подобным же образом, при показе «обычной» женщины в контексте демонстрации очень непривлекательных особ первую будут оценивать более негативно.

Были выполнены три исследования, чтобы проверить, существует ли «эффект контраста» в оценочных суждениях людей после предъявления стимулов высокой степени привлекательности.

В исследовании 1, внелабороторном, субъектов просили оценить девушку, с которой студенты якобы хотели устроить свидание своему приятелю, при том что он ее никогда сам не видел.

Экспериментальную группу составляли студенты, которые смотрели телевизионную передачу «Ангелы Чарли», главными героинями ее были три красивые женщины.

Контрольная группа состояла из студентов, проживавших в том же общежитии, но не смотревших в данное время это шоу (опрос проводился тем же вечером).

ИССЛЕДОВАНИЕ 1

Метод

Субъекты. Испытуемыми были студенты университета штата Монтана (81 человек). Они участвовали в опыте группами от 1 до 6 человек вечером 1 февраля 1977 г.

Процедура проведения опыта. Два студента, сотрудничающие с исследователями (в дальнейшем будем называть их «помощники»), заходили в одну из спальных комнат мужского общежития в один из двух временных периодов (в течение часа, предшествующего показу «Ангелов Чарли», или в течение того часа, когда показывали «Ангелов Чарли»).¹