Принятие решений в неопределенности стр.236

Данные, полученные из условия полной достоверности, ясно показывают эффект влияния манипуляции с диагносточностью на одноступенчатый вывод из оценок, которые точно известны, до вероятности зачисления, P(A/G). Испытуемые вывели более высокие P(An/G1) и P(Ay/Gh) из оценок высокой диагностичности (М = 0.81 и 0.78, соответственно), чем из оценок низкой диагностичности (М = 0.57 и 0.55, соответственно), различие было значимым, как для P(An/G,), так и для P(Ay/Gh), t(22) = 8.08, р < 0.001 и t(22) = 8.59, р < 0.001, соответственно.

Теперь обратимся к оптимальной апостериорной вероятности зачисления, учитывая вспомненную оценку, P(A/G*). Эти вероятности были определены для каждого испытуемого, объединив вероятности действительных оценок, учитывая вспомненные оценки, P(G/G*) и вероятность зачисления, учитывая действительные оценки, P(A/G), в соответствии с Уравнением 3. Значения P(G/G*) были подсчитаны для каждого испытуемого с помощью Уравнения 2 из собственной достоверности при вспоминании оценок P(G*/G). Значения P(A/G) были средними значениями оценок, полученных в условиях полной достоверности. Таким образом, оптимальная апостериорная вероятность зачисления, учитывая вспомненные оценки, P(A/G*), основывалась на субъективном одноступенчатом выводе от действительных оценок до вероятности зачисления, и на оптимальном одноступенчатом выводе (Уравнение 2) от вспомненных оценок к действительным оценкам. Пунктирные линии в левой части Рисунке 1 представляют средние значения P(An/G*1), оптимальную вероятность того, что студент не был зачислен, учитывая, что его оценка была вспомнена как низкая; пунктирные линии в правой части Рисунке 1 представляют средние значения P(Ay/G*h), оптимальную вероятность того, что студент зачислен, учитывая, что его оценка была вспомнена как высокая.1 Ясно, что согласно модели Байеса, эти вероятности возрастут вместе с достоверностью и диагностичностью, и что эффект достоверности будет виден при высокой диагностичности, а не при низкой.

Рис. 1. Наблюдаемая и оптимальная вероятности (P(An/Gj*) и P(Ay/Gh*)) как функция достоверности и диагностичности (Эксперимент 1)

Два наблюдаемых значения были определены для каждого испытуемого: первое - среднее значение P(An/G*1), которое он оценил для студентов, которые, как он помнит, имели высокие оценки. Сплошные линии на Рисунке 1 показывают, что эта вероятность отличается как качественно, так и количественно от оптимальной вероятности. Диагностическое значение действительной оценки является единственным фактором, который имел постоянное влияние на наблюдаемые P(An/G1*) и P(Ay/Gh*), F(l,57) = 96.97, р<0.001 hF(1,57) = 114,82, p< 0.001, соответственно. Чем выше диагностическое значение действительных оценок, принимая во внимание зачисление, тем более крайними являются апостериорные вероятности. Достоверность, с которой были узнаны действительные оценки, имела очень маленькое и непоследовательное влияние на выводы (F < 1). Даже выводы на двух крайних уровнях достоверности в пределах каждого уровня диагностичности значительно не отличались. Другими словами, выводы не были менее крайними, когда степень правильных узнаваний была близка к случайному уровню, а не когда она была почти совершенной. Выводы испытуемых также не показывали взаимодействия Диагностичность - Достоверность, спрогнозированную моделью Байеса. Влияние диагностичности действительных оценок не уменьшалось с уменьшением достоверности. Согласованное влияние этих переменных было проверено на уровне выводов о студентах. Нормативно, изменение в уверенности в оценках различных студентов должно повлиять в большей степени на выводы об их зачислении, когда оценки обладают высоким диагностическим значением, чем когда их диагностическое значение - низкое. Следовательно, выводы о студентах, внесенных в список высокой диагностичности, должны больше различаться, чем выводы о студентах, внесенных в список низкой диагностичности. Изменение P(A/G*) для 8 студентов в пределах каждого из двух списков, было подсчитано для каждого испытуемого. В отличие от модели Байеса, эти изменения значимо не различались, t(59) = 1.63.


⇐ назад к прежней странице | | перейти на следующую страницу ⇒