Вероятность, код и объем памяти

ВЕСТН. МОСК. УН-ТА., СЕР. 14. ПСИХОЛОГИЯ, 1981, № 1, с.32-41.

Л. Н. БАБАНИН, Ю. К. СТРЕЛКОВ ВЕРОЯТНОСТЬ, КОД И ОБЪЕМ ПАМЯТИ

Исследование структуры памяти человека относится к числу самых сложных и актуальных задач современной психологии. В настоящее время имеется значительное количество различных моделей памяти (Клацки, 1978), наиболее перспективными из которых являются, по нашему мнению, теоретико-множественные, или многокомпонентные, модели.

В этих моделях событие в памяти кодируется некоторым набором компонентов, или атрибутов (Клацки, 1978; Bower, 1972, Gregg, 1976). Содержание атрибутов при этом полагается неизвестным, утверждается только, что они соответствуют внутренним, а не внешним событиям и отражают перцептивные, а не физические свойства события. Во время предъявления  стимула строится его код в виде некоторого подмножества множества возможных атрибутов.

Многокомпонентные модели обладают значительной универсальностью и включают в себя многие другие модели как частные случаи. Они успешно применяются для объяснения широкого класса явлений памяти от распознавания изображений и до времени семантической классификации слов. В данной работе мы предлагаем многокомпонентную модель для объяснения влияния вероятности появления стимула на его запоминание.

Из всех феноменов памяти, связанных с вероятностью появления события1, наиболее изученным является эффект частоты слов. Этот эффект заключается в различном опознании и припоминании2 частых и редких в языке слов. При припоминании вероятность воспроизведения частых слов выше, чем редких, при опознании же вероятность успешного узнавания частых слов меньше, чем редких, высоковероятные слова чаще путаются с другими словами. Ситуация еще более осложняется тем. что из успешно опознаваемых слов частые быстрее опознаются. Исследователи, изучавшие эффект частоты слов, сосредоточивали свое внимание на объяснении либо опознания (Goldiamond, Hawkins, 1958; Broadbent. 1967; Bower, 1972; Wallace et al., 1978), либо припоминания (Deese, 1960; Gorman, 1961) и сталкивались с затруднениями при переносе своих объяснений соответственно на припоминание или опознание.

Основными моделями объяснения влияния вероятности появления стимулов на память являются статистические модели, рассматривающие опознание как статистический процесс выделения полезного сигнала из шума (Broadbent, 1967; Wallace et al, 1978), и модель вариативности кодирования (Клацки, 1978; Bower, 1972; Gregg, 1976), по которой неопознание стимула вызвано кодированием его различными атрибутами во время заучивания и тестирования. В. Грег указывает, что частые слова могут иметь более широкий набор атрибутов, чем редкие, и, следовательно, допускают больше вариантов кодирования. Однако, по мнению Грега, атрибуты маловероятных слов более специ­фичны, в то время как атрибуты разных высоковероятных в языке слов более похожи друг на друга. Этим объясняется большое число ошибочных опознаний для высоковероятных слов. Недостатком этой достаточно типичной модели является отсутствие единого объяснения влияния вероятности появления стимула на опознание и припоминание.

Многие модели, объясняющие эффект частоты слов, создавались для вербального материала, однако имеются аналогичные данные для псевдослов — последовательностей букв, статистически приближающихся к словам естественного языка (Travers, Oliver, 1978). Эти данные пытались трактовать при помощи понятия трудной произносительности и эквивалентного ему понятия орфографической регулярности, т. е. предполагали, что причиной различного запоминания псевдослов является их различная произносительная сложность или различная степень сходства с привычным написанием слов. Однако после ряда экспериментов эти объяснения были отвергнуты. Таким образом, имеющиеся экспериментальные данные говорят в пользу положения о том, что частота появления события в жизни индивида является независимым параметром, влияющим на запоминание события.

К основным объяснениям влияния вероятности появления стимула на память можно добавить еще одну модель, которая, на наш взгляд, лишена их недостатков, но требует некоторых предположений о постоянстве объема памяти. Известно, что попытки найти точные значения объема непосредственной памяти оказались неудачными (Невельский, 1965; Mizuno, 1975; Њipoљ, Stupavskв, 1978). Почти все исследователи пытались определить объем памяти либо как число удержанных стимулов при предположении о том, что все стимулы одного класса эквивалентны для памяти, либо как количество удержанной информации при предположении о справедливости допущений, традиционно используемых при вычислении количества содержащейся в стимулах информации. Попытки измерить объем памяти при помощи «кусков» (chunks) информации оказались также неудачными из-за отсутствия методик их измерения.

Многокомпонентные модели позволяют иначе подойти к исследованию объема памяти. Они дают новую единицу измерения объема — атрибут. Возникает гипотеза о постоянстве объема непосредственной памяти, измеряемого числом хранимых атрибутов. Но как это проверить? Ведь мы даже не знаем, что такое атрибут. Попытаемся рас­смотреть следствия, вытекающие из этой гипотезы. Если сделать еще одно дополнительное предположение о том. что в процессе индивидуального опыта у человека складывается такая система кодирования, при помощи которой он в среднем запоминает максимальное для себя число событий, то мы получаем классическую задачу математической теории кодирования о выборе такой системы кодирования последова­тельности сообщений, при которой достигается минимум средней длины кода сообщения ( 1973). Качественно решение ее сводится к кодированию высоковероятных событий более коротким кодом, чем маловероятных, т. е. код высоковероятных в жизни индивида событий содержит меньшее число атрибутов, чем код редких событий. При таком кодировании в случае постоянного числа содержащихся в памяти атрибутов общее число удержанных высоковероятных событий будет больше, чем маловероятных. Этим объясняется эффект частоты слов при припоминании.

Назовем вероятность появления события в жизни субъекта общей вероятностью события, а вероятность, или частоту появления его в конкретной ситуации, например в эксперименте, — ситуативной вероятностью. Для понимания влияния общей вероятности на опознание необходимо учитывать тот факт, что во время хранения информации воз­можна утрата некоторых атрибутов. Для высоковероятных событий, имеющих меньший код, эта утрата будет более значительной, чем для маловероятных. Поэтому процесс опознания в таких случаях будет эффективнее для последних. Высоковероятные события после утраты нескольких атрибутов становятся более похожими друг на друга, чем маловероятные, — отсюда следует большее число ошибочных опознаний для высоковероятных событий.

У нашей гипотезы о постоянстве объема памяти, измеряемого в атрибутах, и зависимости длины кода события от его общей вероятности имеется следствие, которое может быть проверено в эксперименте. Если испытуемым предъявлять стимулы, которым соответствуют коды различной длины, то с увеличением ситуативной частоты появления

стимулов с коротким кодом, т. е. с увеличением их доли в общем числе предъявляемых стимулов, количество запоминаемых стимулов должно возрастать, а с увеличением ситуативной частоты появления стимулов с длинным кодом — уменьшаться. В качестве набора стимулов с различной длиной кода можно взять любой класс стимулов, элементы которого имеют неодинаковую общую вероятность появления. Подчеркнем, что, по нашей гипотезе, распределение общих вероятностей появления событий влияет на длины кода этих событий, т. е. на число атрибутов кода, а распределение ситуативных вероятностей появления событий влияет на количество запомненных в конкретном опыте событий.

Мы решили проверить модель на материале согласных букв русского алфавита. Они имеют различные частоты появления в текстах, т. е. различные общие вероятности появления, следовательно, удовлетворяют требованиям модели. Выбор букв в качестве экспериментального материала был вызван также тем, что нам было интересно проверить модель на материале, отличном от слов.

Из наших предположений следует, что чем чаще испытуемому будут предъявляться высоковероятные в текстах буквы, тем больше будет их запомнено. Данное предположение проверялось в первых двух экспериментах при одновременном и последовательном предъявлении серии букв. В третьем эксперименте изучалось влияние на предполагаемое явление навязываемой испытуемому группировки букв, которая, как известно, помогает запоминанию (Gianutsos, 1972). Это было вызвано возможностью объяснения предполагаемого явления зависимостью субъективной группировки сочетаний букв от частоты их появления в текстах. В четвертом эксперименте предполагаемое явление исследовалось при контроле количества информации, содержащейся в предъявляемых стимулах.

Методика. В экспериментах было использовано 20 согласных букв русского алфавита3. Каждый эксперимент состоял из нескольких опытов, в одном опыте было около 70 проб, в каждой пробе предъявлялось несколько букв. Опыты содержали внутреннюю переменную — ситуативную вероятность появления букв. В половине проб опыта использовался один закон формирования ситуативных вероятностей появления букв, а в оставшейся половине — другой. Порядок предъявления проб каждого вида был случайным.

Во всех экспериментах в половине проб все буквы встречались с одинаковой вероятностью. Эти пробы получили название равновероятных. В другой половине проб первых трех экспериментов преобладали буквы с коротким кодом, т. е. имеющие большую общую вероятность. В этих пробах ситуативная частота появления букв была выбрана пропорционально их общей вероятности, т. е. частоте появления этих букв в текстах4, поэтому эти пробы получили название лингвистических. Такой выбор закона распределения ситуативных вероятностей появления букв не был вызван объективными причинами, можно было использовать любое другое распределение, в котором высоко­вероятные в текстах буквы встречались бы чаще маловероятных. В четвертом эксперименте во второй половине проб чаще встречались маловероятные в текстах буквы. Эти пробы мы назвали антилингвистическими.

Испытуемыми были мужчины и женщины в возрасте от 18 до 30 лет со средним и высшим образованием. Они участвовали в нескольких опытах каждого эксперимента. В инструкции испытуемым сообщалось о том, что они участвуют в эксперименте по изучению объема памяти и что их задачей является запоминание максимального числа букв и письменное воспроизведение их на бланке сразу же после окончания предъявления. В первом и во втором экспериментах порядок воспроизведения был свободным, в остальных требовалось воспроизведение букв точно в том же порядке, в котором они предъявлялись.

Таблица 1

Вероятность появления букв в тексте (1), их относительная вероятность (2), а также фактическая вероятность появления букв в лингвистических (л) и равновероятных (р) пробах первого и третьего экспериментов

Буква	1	2	Эксп. 1	Эксп. 3
л	р	л	р
Т	0,053	0,117	0,079	0,048	0,111	0,060
Н	0,053	0,117	0,076	0,044	0,113	0,090
С	0,045	0,100	0,072	0,046	0,083	0,074
Р	0,040	0,088	0,067	0,060	0,090	0,067
В	0,038	0,084	0,074	0,046	0,060	0,062
Л	0,035	0,077	0,076	0,053	0,088	0,067
К	0,028	0,062	0,058	0,044	0,067	0,065
М	0,026	0,057	0,071	0,055	0,053	0,035
Д	0,025	0,055	0,071	0,060	0,042	0,037
П	0,023	0,051	0,055	0,044	0,048	0,079
3	0,016	0,035	0,044	0,053	0,044	0,055
Б	0,014,	0,031	0,060	0,046	0,058	0,058
Г	0,013	0,029	0,046	0,048	0,037	0,044
Ч	0,012	0,027	0,032	0,051	0,028	0,039
X	0,009	0,020	0,032	0,046	0,016	0,032
Ж	0,007	0,015	0,016	0,062	0,016	0,024
Ш	0,006	0,013	0,027	0,035	0,021	0,037
Ц	0,004	0,009	0,021	0,051	0,012	0,042
Щ	0,003	0,007	0,009	0,055	—	—
ф	0,002	0,004	0,007	0,046	0,009	0,032
Сумма	0,453	1	1	1	1	1

При обработке результатов эксперимента подсчитывалось число правильно воспроизведенных букв в каждой пробе. Затем отдельно для лингвистических (антилингвистических) и равновероятных проб строилась гистограмма числа правильно воспроизведенных букв, подсчитывался объем непосредственной памяти, который полагался равным среднему числу правильно воспроизведенных букв, и его дисперсия.

При объединении данных нескольких опытов одного эксперимента применялось суммирование гистограмм. Для проверки достоверности разности полученных объемов непосредственной памяти в лингвистических (антилингвистических) и равновероятных пробах использовался стандартный t-критерий Стьюдента.

Первый эксперимент. Его задачей было выявление предполагаемого эффекта — превосходства объема непосредственной памяти в лингвистических пробах над объемом в равновероятных пробах. В одной пробе одновременно предъявлялось 12 различных букв, взятых из набора 20 согласных. Частота появления первых девяти наиболее высоко­вероятных в текстах букв в лингвистических пробах равнялась 0,7; равновероятных — 0,5. На дисплее буквы располагались в две строки по 6 букв в каждой. Время экспозиции пробы составляло 5 с, весь опыт длился около 40 мин.

Результат этого эксперимента представлен в табл. 2. Средний объем непосредственной памяти в лингвистических пробах — 8,15 буквы, в равновероятных — 7,75 буквы. Во всех экспериментах наблюдалось превосходство объема памяти в лингвистических пробах над объемом в равновероятных пробах. Это подтверждает наши предположения. Разность объемов составила 0,42 буквы и достоверна с вероятностью 0,999.

Второй эксперимент. В нем при помощи последовательного предъявления букв исследовалось обнаруженное в первом эксперименте явление. Общий набор букв и ситуативные вероятности их появления остались такими же. В одной пробе испытуемому последовательно предъявлялся набор из десяти букв, время экспозиции каждой буквы равнялось 0,5 с при межстимульном интервале 0,2 с. Опыт из 70 проб длился около 40 мин.

Таблица 2

Средние объемы непосредственной памяти и их дисперсии в лингвистических (Мл, Дл,) и равновероятных (Мр. Др) пробах, а также их разности, полученные во всех экспериментах

Номер экспери-мента	Число	мл-мр	мл*	мр	Дл*	Др	t**	Число опытов с противоположным знаком разности
испы­- туемых	опытов	проб каж­дого вида
1	7	13	450	0,42	8,17	7,75	2,02	1,93	3,24	0
2	9	21	750	0,17	6,52	6,35	1,49	1,50	2,12	5
3,а	7	16	550	0,48	7,60	7,12	2,95	2,88	2,71	3
0,38	9,06	8,68	1,98	2,02	3,16	3
3,6	8	17	595	0,32	8,08	7,76	2,56	2,58	2,17	5
0,33	9,28	8,95	1,84	1,85	3,07	2
3,в	7	16	560	0,40	8,43	8,03	2,54	2,57	2,60	1
0,34	9,45	9,11	1,85	0,94	3,01	1
4	6	10	350	-0,19	8,50	8,69	2,08	2,19	-1,20	2
-0,11	9,41	9,52	1,42	1,54	-0,95	2

Примечание.

* — для четвертого эксперимента в этой графе находятся данные для антилингвистических проб;

** — в первых трех экспериментах разность достоверна с вероятностью 0,975.

Средний объем непосредственной памяти составил 6,52 буквы в лингвистических пробах и 6,35 — в равновероятных. В 16 опытах из 21 объем памяти в лингвистических пробах был больше объема памяти в равновероятных пробах. Разность средних объемов памяти составила 0,17 буквы и достоверна с вероятностью 0,975. Положительная оценка достоверности разности средних объемов при небольшом значении этой разности достигнута за счет предъявления большого количества проб. Всего в этом эксперименте было предъявлено по 750 лингвистических и равновероятных проб. Таким образам, во втором эксперименте. при общем уменьшении объемов непосредственной памяти, а также их разности было получено подтверждение предполагаемого эффекта.

Третий эксперимент. Задача его заключалась в исследовании влияния фактора группировки букв на их запоминание в лингвистических и равновероятных пробах. В каждой пробе на дисплее в одной строке одновременно предъявлялось 12 букв,

выбранных из набора 19 согласных. В отличие от первых двух в этом эксперименте в пробе одна и та же буква могла повторяться, но не чаще, чем через две буквы. Частота появления первых девяти самых высоковероятных в текстах букв равнялась 0,71 в лингвистических пробах и 0,56 — в равновероятных.

Эксперимент состоял из трех серий опытов, отличавшихся только формой представления материала на дисплее. В серии 3,а буквы предъявлялись без пробелов, в серии 3,6 материал группировался по 4 буквы, а в серии 3,в - по 3 буквы. Группы отделялись друг от друга пробелом. В пробах серии 3,6 было два пробела, в серии 3,в - три. Время экспозиции во всех трех сериях составляло 5 с. От испытуемых требовалось воспроизведение букв в порядке их расположения. При обработке были использованы два критерия правильного воспроизведения. По строгому критерию буква считалась правильно воспроизведенной, если в отчете она располагалась строго на своем месте, при свободном критерии порядок букв не учитывался. В остальном обработка была такой же, как и в предыдущих экспериментах. О существовании обработки по свободному критерию испытуемые ничего не знали.

Наибольший объем памяти в лингвистических пробах (8,43 буквы по строгому критерию обработки) достигнут в серии 3,6, при группировке по три буквы, наименьший (7,60 буквы) — при отсутствии группировки в серии 3, а. Такая же закономерность наблюдалась и в равновероятных пробах. Средний объем памяти в этих пробах по строгому критерию в серии 3,в составил 8,03 буквы, в серии 3,а — 7,12 буквы. Во всех трех сериях наблюдалось превосходство объема непосредственной памяти в лингвистических пробах над объемом памяти в равновероятных пробах. Разность средних объемов оказалась приблизительно постоянной во всех сериях и достоверной с вероятностью 0,975.

Четвертый эксперимент. Целью его было дальнейшее исследование обнаруженного явления. В этом эксперименте контролировалось количество содержащейся в стимулах информации. По общепринятым предположениям оно зависит от закона распределения ситуативных частот появления букв ( 1973). Мы решили увеличить ситуативную частоту появления маловероятных в текстах букв при сохранении общего количества содержащейся в стимулах информации. По нашему предположению, в таких антилингвистических пробах объем непосредственной памяти должен быть меньше объема памяти в равновероятных пробах.

Четвертый эксперимент ничем не отличался от эксперимента 3,а, однако таблица букв в памяти ЭВМ была «перевернута», т. е. самые высоковероятные в текстах буквы при предъявлении заменялись на самые редкие и наоборот. Например, если частота появления буквы Т в лингвистических пробах третьего эксперимента была 0,111 (табл. 1), то в антилингвистических пробах четвертого эксперимента она была равной 0.009. Зато частота появления буквы Ф в антилингвистических пробах составила 0,111 вместо 0,009 в лингвистических пробах третьего эксперимента. Таким образом, ситуативная частота появления девяти самых маловероятных в текстах букв составила 0,71 в антилингвисти­ческих пробах и 0,56 — в равновероятных. Общее количество содержащейся в стимулах информации в антилингвистических и равновероятных пробах четвертого эксперимента осталось тем же самым, что и в лингвистических и равновероятных пробах третьего эксперимента, потому что не изменялось общее распределение вероятностей.

Опыты четвертого эксперимента происходили после опытов третьего эксперимента, в них участвовали те же испытуемые. Объем непосредственной памяти по строгому критерию обработки составил 8,50 буквы в антилингвистических пробах и 8,69 буквы — в равновероятных пробах. Как и ожидалось, в антилингвистических пробах объем памяти оказался меньше, чем в равновероятных, только в двух опытах получен противоположный результат. При предположении равенства объемов такой результат возможен с вероятностью 0,056. Это говорит о том, что хотя по критерию Стьюдента полученная разность объемов памяти недостоверна, однако само превосходство объема памяти для равновероятных проб над антилингвистическими достоверно с вероятностью 0,944.

Следует отметить один интересный факт, обнаруженный в четвертом эксперименте. Несмотря на то что испытуемым не сообщалось, какой будет эксперимент, они заметили, что опыты данного эксперимента отличаются от остальных: в них предъявлялось большее число шипящих. После проведения опытов четвертого эксперимента испытуемые сообщали о том, что они устали, что опыт вызывает отвращение, головную боль и т. д. Однако после обработки выяснилось, что произ-водительность запоминания в нем не хуже, чем в третьем эксперименте.

Обсуждение. Во всех проведенных экспериментах было обнаружено, что чем чаще появляются высоковероятные в текстах буквы, тем больше объем непосредственной памяти. В первом эксперименте при одновременном предъявлении букв разность объемов памяти в лингвистических и равновероятных пробах составила 0,42 буквы, во всех трех сериях третьего эксперимента—около 0,4 буквы, во втором эксперименте при последовательном предъявлении — 0.17 буквы. В четвертом эксперименте объем памяти в равновероятных пробах оказался больше, чем в антилингвистических; разность объемов составила 0,19 буквы.

Отметим, что в четвертом эксперименте объем памяти в равновероятных пробах оказался больше этого объема в третьем эксперименте. Мы объясняем это влиянием тренированности испытуемых, которые участвовали в опытах четвертого эксперимента после опытов третьего эксперимента. Для нас этот факт не является существенным потому, что мы рассматриваем не значения объемов памяти, полученных в разных экспериментах, а соотношение их в одном эксперименте.

Ожидаемый эффект подтвердился. Полученные во всех экспериментах данные полностью укладываются в предложенную модель. Напомним, что, по нашей гипотезе, код стимула в памяти состоит из набора атрибутов. Количество атрибутов в коде зависит от общей частоты появления стимула в жизни индивида. Чем больше частота, тем меньше атрибутов содержит код стимула. При ограниченном количестве атрибутов, хранящихся в непосредственной памяти, число запомненных стимулов зависит от длин их кодов: чем они меньше, тем больше событий запоминает человек.

Возможно и другое объяснение обнаруженного эффекта. Во-первых, его можно объяснить тем, что в лингвистических пробах, в которых буквы предъявлялись пропорционально вероятностям их появления в тексте, их легче объединять в группы. Тем самым увеличивается общее число удержанных букв при постоянном числе групп. Во - вторых, этот эффект можно объяснить тем, что в лингвистических пробах содержится меньше информации, чем в равновероятных.

Эти объяснения полученного эффекта отвергаются нами по следующим причинам. Во втором эксперименте последовательное предъявление букв, затрудняющее группировку, только уменьшило разность объемов памяти с 0,42 буквы в первом эксперименте до 0,19 буквы, но сохранило качественный эффект превосходства объема непосредственной памяти в лингвистических пробах над равновероятными. В третьем эксперименте навязанная испытуемому группировка не повлияла на разность объемов памяти. Таким образом, группировка слабо влияет на обнаруженный эффект и не может служить его объяснением.

Во всех экспериментах субъективно разделить лингвистические и равновероятные пробы практически невозможно. Кроме того, антилингвистические пробы четвертого эксперимента содержат такое же количество информации, как и лингвистические пробы третьего эксперимента. Однако в четвертом эксперименте объем непосредственной памяти для антилингвистических проб оказался меньше, чем для равновероятных. Поэтому отклоняется и информационное объяснение.

Предложенная в данной работе модель весьма схематична и абстрагируется от многих свойств стимулов и эксперимента, также влияющих на запоминание. Эта модель утверждает только то, что при прочих равных условиях число атрибутов в коде стимула зависит от общей частоты появления этого стимула, а это, в свою очередь, влияет на объем непосредственной памяти. Вместе с тем гипотеза постоянства объема памяти, измеряемого числом хранимых атрибутов, является полезным инструментом для интер­претации экспериментальных результатов. Приведем в качестве примера анализ данных Уоткинса (Watkins, 1977), который в условиях последовательного предъявления слов измерял объем непосредственной памяти методом верхних и нижних границ. Его эксперименты так же, как и наши, содержали внутреннюю переменную частоту — частоту слов в языке. Уоткинс провел четыре эксперимента, в которых варьировались два параметра — частота слов в первой и во второй половинах предъявляемого списка. В этих экспериментах он получил подтверждение эффекта частоты слов, но не обсуждал коли­чественно свой результат.

При помощи нашей гипотезы анализ можно продолжить. Если разделить некоторое число (например, 10) на объем памяти, то получится величина, пропорциональная средней длине кода. Назовем ее условной средней длиной кода (УСДК). Значение этой величины для результатов экспериментов Уоткинса представлено в табл. 3.

Таблица 3

Значения условной средней длины кода в сериях, состоящих из маловероятных (м) и высоковероятных (в) в языке слов (для данных экспериментов, Watkins, 1977)

Вторая половина списка	Первая половина списка
м	в	разность
м	2,36	1,93	0,43
в	2,15	1,72	0,43
разность	0,21	0,21

Из таблицы видно, что независимо от частотности слов в первой половине списка изменение частотности слов с большей на меньшую во второй половине увеличивает УСДК на 0,21, а в первой половине, также независимо от слов второй половины, — на 0,43. Это не зависящее друг от друга влияние на УСДК частотности слов в первой и во второй половинах списка можно интерпретировать, например, тем, что несвязные слова кодируются в непосредственной памяти независимо друг от друга, а увеличение разности УСДК маловероятных и высоковероятных слов тем, что кодирование является непрерывным процессом переработки информации. Со временем оно становится все более эффективным, т. е. для хранения события используется все меньшее число атрибутов (могут изменяться и сами атрибуты). Этот процесс особенно эффективен для высоковероятных событий.

Наша гипотеза касается структуры следа события в памяти и объясняет влияние вероятности появления события в жизни при опознании и припоминании. Она действует в рамках многоатрибутных моделей памяти и требует, кроме обычных предположений, предположения о постоянстве объема памяти, измеряемого числом хранимых атрибутов, и зависимости длины кода события от вероятности появления его в жизни индивида.

L. N. Babanin, Yu. K. Strelkov

PROBABILITY, CODE AND MEMORY SPAN

A multi-featural model of the information-coding in memory, based on the assumptions that codes may vary in length and that the number of attributes kept in memory is finite, has been tested under four experimental conditions. Some Russian consonants were presented to subjects either simultaneously or in a certain order. It has been found out that memory span for higher - frequency letters was larger than for letters with low probability of occurrence in texts — which proves the authors' hypothesis. The model has been also applied for interpretation of the word - frequency effect.

СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ

Клацки P. Память человека. Структуры и процессы. М.: Мир, 1978, 319 с.

Невельский памяти и количество информации.— В кн.: Проблемы инженерной психологии. Л., 1965, вып. 3, с. 19—118.

. Яглом и информация. М.: Наука, 1973, 511 с.

Bower G. Н. Stimulus-sampling theory of encoding variability.— In: Coding processes in human memory / A. W. Melton, E. Martin. Winston, 1972, p. 85—115.

Broadbent D. E. Word frequency effect and responce biase.— Psychological review, 1967, vol. 74 (1), p. 1—15.

Deese J. Frequency of usage and number of words in free recall: the role of association.— Psychological reports, 1960, vol. 7, p. 337—366.

Gianutsos R. Free recall of grouped words.— J. of Experim. Psychology, 1972, vol. 95 (2), p. 419—428.

Goldiamond 1., Hawkins W. F. Vexierversuch: the log relationship between word frequency and recognition obtained in the absence of stimulus words.— J. of Experim. Psychology, 1958, vol. 56, p. 457—463.

Gorman A. M. Recognition memory for nouns as a function of abstractness and frequency.— J. of Experim. Psychology, 1961, vol. 61 (1), p. 23—29.

Gregg V. W'ord frequency, recognition and recall. In. Recall and recognition / J. Brown. L.; Wiley, 1976. p. 183—216.

Mizuno S. Influence of average information per symbol and display time upon short-term memory for visual stimuli.— Japanese psychological research, 1975, vol. 17 (2), p. 72—78.

Њipoљ,  I., Stupavskв L. Experimental verification of Miller's limit in short-term memory.— Studia Psychologies 1978, vol. 20 (3), p. 184—193.

Travers J. R., Oliver D. C. Pronounceability and statisticall «Englishness» as a determinant of letter identification.— Amer. j. of Psychology, 1978, vol. 91 (3), p. 533—538.

Wallace W. P., Sawyer T. J., Robertson L. S. Distractors in recall, distractor-free recognition and word-frequency effect.— Amer. j. of Psychology, 1978, vol. 91 (2), p. 295—304.

Watkins M. J. The intricacy of memory span.— Memory and cognition, 1977, vol. 5 (5), p. 529—534.

1 В данной работе используется статистическое определение вероятности события как частоты появления этого события.

2 Вместо этих терминов часто используют «узнавание» и «воспроизведение».

3 Ввиду большого сходства букв Ш и Щ в третьем и четвертом экспериментах буква Щ была исключена, в этих экспериментах было использовано 19 букв.

4        Значения вероятностей появления букв в текстах были взяты из литературы (. Яглом И, 1973) и представлены в табл. 1.