Главная / Влияние когнитивных нагрузок на оценку длительности событий. Метааналитическое обозрение.

Влияние когнитивных нагрузок на оценку длительности событий. Метааналитическое обозрение.

Richard A. Block ^a, Peter A. Hancock ^b, Dan Zakay ^c

^aКафедра психологии университета штата Монтана, г. Бозмен, MT 59717-3440, США.

^bКафедра психологии университета Центральной Флориды, г. Орландо, FL 32816-1390, США.

^cНовая школа психологии Междисциплинарного центра в г. Герцлия и кафедра психологии Тель-Авивского университета, Ramat Aviv 69 978, Тель-Авив, Израиль.

Ключевые слова:

Оценка времени
Внимание
Память

Резюме.

Метаанализ 117 экспериментов позволил оценить влияние когнитивной нагрузки на представление подвергающегося ей человека о длительности событий. Когнитивная нагрузка имеет отношение к потреблению ресурсов мозга, задействуемых при обработке информации (внимание или рабочая память). С целью разрешения продолжающихся до сих пор споров и проверки на практике существующих ныне теорий оценки длительности событий были проанализированы когнитивные нагрузки шести разных видов. Оценка длительности событий испытуемыми зависит от того, сообщается ли им заранее об их нужности: наблюдается противостояние перспективной (при условии такого сообщения) и ретроспективной (при его отсутствии) парадигм. С увеличением когнитивной нагрузки перспективный коэффициент оценки длительности (отношение субъективной, воспринимаемой длительности события к его объективной, точно известной длительности) снижается, а ретроспективный коэффициент растёт, из чего следует, что коэффициент оценки длительности варьирует в зависимости от парадигмы и от конкретного вида когнитивной нагрузки. По значениям коэффициента изменчивости установлено, что при приложении когнитивной нагрузки повышается относительная изменчивость перспективных оценок длительности /*оценок длительности, производимых испытуемыми при исследованиях по перспективной парадигме*/, при этом относительная изменчивость ретроспективных оценок не повышается. Результаты исследований по перспективной методике подкрепляют модели, в которых во главу угла ставятся возможности внимания, в первую очередь контроль над выполнением действий, а результаты исследований по ретроспективной методике - модели, где акцент делается на изменениях памяти. Альтернативные теории мета-аналитическими данными не подтверждаются и признаются несостоятельными.

Замечание к авторской терминологии в этом метаанализе. Названия и термины могут уводить от сути и закрывать предмет. В качестве неудачного и неуместного к исследуемому предмету примера - использование названий "перспективная парадигма и ретроспективная парадигма". Paradigm - a typical example or model of something или a model of something, or a very clear and typical example of something . Более адекватным к теме восприятия времени является употребление устоявшихся в отечественной психологии понятий временной перспективы и временной ретроспективы, вместо перспективной парадигмы и ретроспективной парадигмы.

1. Введение.

К восприятию, вниманию и интенсивности труда человека предъявляются всё большие требования: водители автомобилей подвергаются когнитивным нагрузкам, налагаемым использованием мобильных телефонов и внутриавтомобильных устройств, а также возросшим потоком автотранспорта; авиапилоты и авиадиспетчеры подвергаются когнитивным нагрузкам, налагаемым работой со сложной аппаратурой и возросшим воздушным движением. Из-за возрастающей сложности техники высокие когнитивные нагрузки становятся повсеместными (Hancock & Szalma, 2008). Способы снижения ошибок в работе человека в условиях когнитивных нагрузок зависят от методов измерения этих нагрузок. Такие измерения проводятся на основе основополагающих теорий человеческого внимания, восприятия и поведения и представлений о наилучшей их оценке и, в свою очередь, оказывают влияние на эти теории и представления. Поскольку главной составляющей современного трудового процесса всё больше становится работа с информацией, возникла необходимость определить методы оценки когнитивной нагрузки. При решении этой проблемы исследователи обратили внимание на применявшиеся ранее методы оценки затрат физического труда. Одним из этих методов, впервые разработанным в ходе проводившихся в начале прошлого века исследований затрат времени и трудовых движений при выполнении производственных операций (e.g., Taylor, 1913), оценивается выполнение основной задачи. На практике этот метод осуществляется в форме измерения в режиме реального времени отдачи, с которой люди выполняют ставящуюся перед ними задачу. Если эта задача связана с промышленным производством, то уровень нагрузки, которой подвергается испытуемый, можно определить по количеству производимых им единиц продукции за единицу времени. К сожалению, для многих задач трудно точно определить значение производительности.

Тем не менее, методика изучения выполнения дополнительной задачи является самой используемой в психологической теории. Исследователи, применяющие эту методику, в основном основанную на представлении об ограниченности объёма внимания человека, утверждают, что при увеличении когнитивной нагрузки, требующейся для выполнения основной задачи, качество выполнения дополнительной задачи снижается. Способы измерения когнитивной нагрузки включают в себя замеры психологического состояния, оценку выполнения основной задачи, оценку выполнения дополнительной задачи и опросы испытуемых. Основным инструментом теорий ресурса внимания (Kahneman, 1973; Navon & Gopher, 1979; Wickens & Kessel, 1980) стала методика вторичного задания, их сторонники ставят перед испытуемыми задачи, выполнение которых предположительно требует таких же затрат внимания, что и выполнение основной задачи. В теоретической модели недифференцированного ресурса внимания, которую первым предложил Kahneman, этот процесс оценки представлялся простым, потому что ей предполагалось, что для выполнения всех когнитивных задач используется один и тот же ограниченный пул ресурсов внимания. Однако, когда работавшие позднее теоретики предположили наличие разнообразных ресурсных пулов, выбор специальной дополнительной задачи стал проблематичен. Возникли вопросы насчёт того, на решение какой дополнительной задачи идут ресурсы из какого соответствующего пула, начали накапливаться свидетельства о нарушении взаимосвязи между возрастающей сложностью задач и качеством выполнения основной и дополнительной задачи (Hancock, 1996). Несмотря на то что показатели когнитивной нагрузки обычно согласуются, случаи нарушения этой взаимосвязи свидетельствуют об отсутствии теоретических оснований относительно того, когда они могут возникать (но см. Yeh & Wickens, 1988).

1.1. Оценка длительности событий как мера когнитивной нагрузки.

Ряд экспериментов показал, что оценка времени (длительности события), мера выполнения дополнительной задачи, служит надёжной и обоснованной мерой когнитивной нагрузки. По этой причине исследователи-практики, начиная с Hart (1975) и Casali и Wierwille (1983, 1984), всё больше внимания уделяют исследованиям по оценке длительности событий. Считается, что когда человек работает над трудной или требующей большого внимания задачей, время для него проходит быстро, а если человек работает над задачей лёгкой или требующей меньшего внимания, ему кажется, что время идёт медленно (Block, George, & Reed, 1980; Block & Zakay, 2008; Brown, 2008). Хотя результаты исследований за прошедшее столетие и говорят в пользу этих интуитивных наблюдений, исследователям не удалось выяснить причины временных искажений такого рода. В нашем мета-аналитическом обозрении мы рассматриваем в основном первое столетие исследований по этой проблеме, которое ведёт свой отсчёт от основополагающей работы Yerkes и Urban (1906). В ней устанавливается относительный размер и направление этих изменений, а также проверяются различные модели, предложенные для объяснения лежащих в их основе явлений.

Причины исследования влияния когнитивной нагрузки на оценку человеком длительности событий кроются в нерешённых проблемах как фундаментального, так и практического свойства. Понимание влияния когнитивной нагрузки на оценку длительности событий может помочь развитию и усовершенствованию теорий человеческого восприятия длительности событий и, более глобально, обработки информации человеческим мозгом. Например, согласно одной из существующих в настоящее время гипотез, величина когнитивной нагрузки «зависит от доли времени, в течение которой данный вид деятельности завладевает нашим вниманием и тем самым затрудняет осуществление других центральных процессов» (Barrouillet, Bernardin, Portrat, Vergauwe, & Camos, 2007, p. 570). По аналогии с этим взглядом некоторые исследователи (e.g., Rammsayer & Brandler, 2007; Zakay, Block, & Tsal, 1999) высказали суждение, что оценки длительности можно считать надёжным и обоснованным показателем когнитивной нагрузки, поскольку при этом осуществляются центральные процессы, проходящие с разделением времени, в особенности процессы, связанные с использованием внимания, трудовых навыков или рабочей памяти. Исследования процессов оценки длительности, проводящиеся в последнее время, всё больше сосредотачиваются на вопросах, затрагивающих разделение ресурсов внимания между обработкой временной и невременной информации (недавние обзоры публикаций на эту тему см. у Block, 2003; Grondin, 2001, 2008; Zakay & Block, 1997).

Проводя свой метаанализ, мы полностью сосредоточились на влиянии когнитивной нагрузки на человеческую оценку продолжительности времени. Важнейшей его особенностью является чёткое определение значения термина «когнитивная нагрузка» и подробное описание его использования в специальной литературе. Мы определяем когнитивную нагрузку как количество психических ресурсов (главным образом ресурсов внимания и рабочей памяти), затрачиваемых на обработку информации за определённый период времени; то есть как количество психических усилий, требуемых для выполнения основной задачи. Для достижения этой цели могут также осуществляться некоторые перцептуально-моторные процессы, в большой степени управляемые сознанием. Мы используем термин «когнитивная нагрузка», или просто «нагрузка» (e.g., Barrouillet et al., 2007) вместо разнообразных почти синонимичных терминов, используемых другими исследователями, таких как «психическая нагрузка» (e.g., Hancock & Meshkati, 1988; Proctor & Van Zandt, 1994;Wierwille, Rahimi, & Casali, 1985), «когнитивная рабочая нагрузка» (e.g., Patten, Östlund, Joakim, Nilsson, & Svenson, 2006) или просто «рабочая нагрузка» (e.g., Gopher & Donchin, 1986).

1.2. Теоретический акцент.

Результаты большинства экспериментов по оценке длительности наводили исследователей на мысль о том, что суждения о длительности зависят от невременной побудительной информации или от умственных затрат на обработку информации и не являются суждениями о длительности в чистом виде (о длительности, не имеющей явно ощущаемого побудительного свойства). В одном из ранних исследований Swift and McGeoch (1925) просили учащихся колледжа оценивать длительность периода времени, в течение которого они или только слушали интересный отрывок из литературного произведения (режим низкой нагрузки), или записывали этот отрывок одновременно с тем, когда слушали его (режим высокой нагрузки). Многие ранние исследователи (e.g., Gulliksen, 1927) давали испытуемым несколько заданий качественно разных типов, при этом вид их деятельности выбирался явно без теоретической основы. Один из серьёзных недостатков этих исследований состоял в том, что выбор заданий, применявшихся для управления когнитивными нагрузками, было слабо обоснован теоретически или вовсе не обоснован. Наш метаанализ устраняет этот недостаток тем, что классифицирует различные виды когнитивных нагрузок и оценивает каждый вид по отдельности, а затем сопоставляет полученные результаты с теоретическими выкладками.

Один из самых ранних обзоров публикаций на тему восприятия и оценки времени был написан Weber (1933). Его обзор был, по сути, подробным резюме большого количества статей (49 штук) по психологии времени. С этой целью он провёл различие между количеством мыслительного содержимого и его сложностью – различие, о котором другие исследователи заговорили намного позднее, ближе к нашему времени (e.g., Ornstein, 1969). Даже в более поздней литературе по оценке длительности событий имеются сведения об экспериментах, в которых их участники пассивно воспринимали побудительные сигналы (стимулы) в различных количествах или различной сложности, или в которых они только оценивали промежутки времени или оценивали их во время выполнения заданий – трудность заданий при этом никак не изменялась. Несмотря на резонность /*ожидаемость, логичность*/ утверждения о том, что пассивное восприятие стимулов в меньшем количестве или меньшей сложности порождает меньшие нагрузки, остаётся неясным, повышают ли испытуемые когнитивную нагрузку на себя, если они пассивно воспринимают большее количество стимулов или более сложные стимулы. В этих экспериментах привести к наблюдаемым изменениям в оценках длительности, кроме непосредственно когнитивной нагрузки, могли также факторы ощущения или восприятия. Поэтому мы не включили подобные исследования в свой настоящий метаанализ. Сюда мы включили, насколько это было возможно, только сравнение условий экспериментов, при которых количество выданных стимулов было соизмеримо в режимах высоких и низких нагрузок и при которых в основные виды постановки эксперимента включалось наличие когнитивной нагрузки как таковой, а не только сравнение режима одного задания (только определения времени) с режимом двух заданий (определения времени, а также выполнения дополнительного задания). При проведении некоторых из исследований, в которых производилось это сравнение, их участником в режиме двойного задания предписывалось отвечать устно, чем создавалось сенсорно-перцептивное «наполнение» оцениваемого интервала времени. В соответствии с известной иллюзией заполненной длительности (см., например, Poynter, 1989), кажущаяся продолжительность промежутка времени увеличивается, если этот промежуток имеет наполнение, и, наоборот, уменьшается, если он ничем не наполнен. Для того чтобы выяснить, влияет ли оценку длительности когнитивная нагрузка как таковая, мы должны были исключить возможность искусственное изменение оценок длительности, связанное с иллюзией заполненной длительности.

1.3. Парадигмы оценки длительности: модели и прогнозы.

По результатам некоторых исследований выяснилось, что оценки длительности интервалов времени зависят от парадигмы, в которой эти оценки проводятся. При перспективной парадигме испытуемому до начала оцениваемого интервала времени или сразу в его начале сообщается, что оценка его длительности этого интервала необходима и имеет важное значение. В противоположность этому при ретроспективной парадигме испытуемый узнаёт о необходимости оценки длительности интервала времени уже после его окончания. В современной литературе по оценке длительности времени сообщается о нескольких основных теоретических разногласиях по следующим вопросам: а) Отличаются ли друг от друга процессы, лежащие в основе перспективных и ретроспективных оценок длительности, и если да, то чем? б) Влияют ли на перспективные оценки длительности психические процессы, связанные с вниманием, или их можно объяснить процессами иных типов? в) Влияют ли на ретроспективные оценки длительности психические процессы, связанные с памятью (запоминанием), или их можно объяснить процессами иных типов?

Временами перспективная и ретроспективная парадигмы влияют на оценки длительности противоположным образом (e.g., Block, 1992; Block & Zakay, 1997), однако этот факт ни в коем случае не является универсальным. Например, Brown и Stubbs (1992) пришли к выводу, что «в перспективном и в ретроспективном режимах происходят похожие процессы определения времени» (с. 545). Один из способов решения этого вопроса состоит в том, чтобы выяснить, влияют ли различные виды когнитивных нагрузок по-разному на оценку длительности при применении этих двух парадигм. Обнаружение того факта, что когнитивная нагрузка влияет на оценку длительности разным образом, наконец-то положит конец теоретическим спорам о том, сходны или различны между собой перспективные и ретроспективные процессы оценки длительности времени.

Вначале мы исследовали парадигму оценки длительности в качестве возможной переменной-модератора. Поскольку она таковой оказалась, мы провели отдельные исследования с целью изучения конкретной когнитивной нагрузки и других переменных-модераторов, оказывающих воздействие на эту оценку в каждой парадигме. Был рассмотрен широкий спектр моделей перспективной и ретроспективной оценки времени и то, насколько верно они прогнозируют – или совсем не прогнозируют – влияние когнитивной нагрузки.

1.3.1. Перспективная парадигма.

Treisman (1963) предложил одну из первых формальных моделей внутренних часов, которая включала в себя генератор темпа, счётчик и сравнивающий механизм. В настоящее время наиболее широко признанной темпогенераторно-сумматорной моделью определения времени в перспективной парадигме является скалярная теория ожиданий (СТО). Она была выдвинута для объяснения поведения, связанного с оценкой времени, животных, таких как голуби и крысы, и до сих пор остаётся широко признаваемой (e.g., Church, 2006; Gibbon, Church, & Meck, 1984). Согласно СТО, животные определяют время своими внутренними часами, которые состоят из генератора темпа, который производит импульсы с постоянной частотой, коммутатора, контролирующего прохождение импульсов, и счётчика, который считает импульсы. Коммутатор запускает и останавливает процесс определения длительности временного интервала, замыкая и размыкая эту цепь при восприятии стимулов, сигнализирующих о начале или окончании этого интервала. Свойства таких внутренних часов, как утверждается в СТО, обеспечивают измерение ими времени по шкале, представляющей собой монотонную функцию от объективного, измеряемого обычными часами времени.

Главное, чем отличается поведение, связанное с оценкой времени, человека от соответствующего поведения животных, это роль внимания в определении времени. Тогда как у животных его роль минимальна (Lejeune, Macar, & Zakay, 1999), у человека она имеет решающее значение (Brown, 2008). Исходя из этого, другие исследователи предложили модель прерываемого внимания (МПВ; Block & Zakay, 1996; Zakay & Block, 1995), которая представляет собой развитие исходной СТО и других близких моделей. (Впоследствии некоторые теоретики продолжили развивать СТО и предположили наличие влияния на упомянутый выше коммутатор фактора внимания.) МПВ включает в себя обязательный, отличающий её от других моделей компонент: ментальный затвор, который отпирается при обращении внимания на время в течение некоего интервала времени, и этот затвор – не просто переключатель, который замыкает и размыкает цепь по сигналу начала и окончания этого интервала (или который выполняет две на вид разные функции, срабатывая по этим сигналам и будучи чувствительным к когнитивной нагрузке на этом интервале времени). Поэтому МПВ с очевидностью прогнозирует влияние когнитивной нагрузки. Считается, что перспективное определение времени требует таких же затрат внимания или рабочей памяти, что и обработка невременной информации (когнитивная нагрузка). Это приводит к психическому конфликту у испытуемого при выполнении им одновременно двух заданий, который влияет на оценку им длительности времени: когда психические затраты на обработку невременной информации возрастают, субъективно ощущаемая продолжительность времени уменьшается.

Недавно Dutke (2005), основываясь на своих и на других более ранних исследованиях (e.g., Brown, 1997), высказал тезис, что такая модель, как МПВ, которая предлагает «единую концепцию трудности задачи и затрат внимания» (с. 1411), нуждается в корректировке. Вместо неё требуется более специальный ресурсный подход, возможно, с применением основного рабочего элемента моделей рабочей памяти (e.g., Baddeley, 1986). В настоящем мета-анализе этот вопрос исследуется и проясняется путём выявления того, какие конкретные виды когнитивной нагрузки влияют на перспективную оценку длительности.

Согласно другой модели, которая была опробована в экспериментах над людьми, перспективное определение времени включает в себя формирование временных ожиданий на основе периодичности выдачи стимулов и предполагаемых моментов окончания оцениваемых интервалов времени (e.g., Boltz, 1995, 2005; Jones, Moynihan, MacKenzie, & Puente, 2002). Boltz (1991) привёл примеры таких моделей, в которых взаимосвязь между временными ожиданиями и реальными моментами окончания контрольных интервалов создаёт условия для их преждевременного или запаздывающего окончания. Healy, Woldmann, Parker и Bourne (2005) предположили, что перспективное определение времени не представляет собой двухзадачный режим, потому что в соответствии с тем, что они называют принципом функционального задания, определение времени и не временные задания могут быть объединены и выполняться как одно задание. Ни один из этих типов моделей не предлагает ни одного очевидного, чётко обозначенного способа объяснить перспективную оценку времени воздействием когнитивной нагрузки.

1.3.2. Ретроспективная парадигма.

Ретроспективная парадигма исходит из того, что люди, оценивающие длительность интервала времени, не распределяют ресурсы своего внимания с целью слежения за временем в то время, когда этот интервал длится. Некоторые получившие признание теории ретроспективной оценки времени сосредотачиваются главным образом на природе происходящих на протяжении оцениваемого интервала времени событий-стимулов – например, на их многочисленности, сложности или запоминаемости (e.g., Ornstein, 1969; see Block (1989, 2003) for reviews). В целом теории этих типов, в которых во главу угла ставится стимул, не доказывают того, что когнитивная нагрузка как таковая способна влиять на ретроспективную оценку длительности. Более современные модели ретроспективной оценки длительности предсказывают влияние на эту оценку, по меньшей мере, некоторых видов когнитивных нагрузок¸ хотя и в направлении, противоположном тем, что были обнаружены при проведении исследований по перспективной парадигме. Например, модель изменяемого контекста (e.g., Block, 2003; Block & Reed, 1978), а также её разновидность, сегментационная модель (Poynter, 1989), говорит в пользу того, что некоторые виды когнитивных нагрузок – а именно увеличение числа изменений условий обработки информации или сегментов оцениваемого интервала времени – увеличивают запомненную, воспроизводимую в памяти длительность этого интервала. Согласно этим моделям запомненная длительность увеличивается, когда возрастает количество контекстных изменений или сегментация интервала (например, путём включения в него событий высокоприоритетных событий). Таким образом, наш метаанализ может выявить влияние некоторых видов когнитивных нагрузок на ретроспективную оценку длительности интервала времени.

1.4. Виды когнитивных нагрузок.

Различные способы управления когнитивными нагрузками дают возможность провести различия между разнообразными условиями проведения экспериментов (определить разные независимые переменные, используемые в каждом эксперименте). Некоторые экспериментаторы (e.g., Brown, 1985) использовали разные виды условий проведения экспериментов (например, перцептуально-моторные задания разных уровней трудности, а также задания на сравнение разделённого и выборочного внимания), и в некоторых из этих случаев мы распределили разнообразные попарные сравнения условий более чем в одну категорию когнитивных нагрузок. Мы классифицировали управление когнитивными нагрузками во время эксперимента в соответствии с шестью категориями. При том что наша классификация опирается на бытующие нынче теории (об этом далее), в основе её, прежде всего, лежат различия между разными типами независимых переменных, регулируемых в ходе экспериментов.

1.4.1. Нагрузки на внимание.

Наше рабочее определение нагрузок на внимание состоит в том, что участники эксперимента получают информацию одновременно более чем из одного источника, и от них требуется или разделить своё внимание между этими двумя или более источниками, уделять внимание всем этим источникам сразу (высокая нагрузка), или выборочно уделять внимание только одному источнику (низкая нагрузка). Например, Brown (1985, Experiment 2) давал испытуемым прослушать два набора слов дихотическим способом, при этом их задача состояла в том, чтобы слушать или оба этих набора сразу (высокая нагрузка), или только один набор, не обращая при этом внимания на другой (низкая нагрузка). Если при слежении за временем задействуются какие-то из тех же ресурсов, что и при выполнении заданий по обработке невременной информации, то такие изменения условий эксперимента должны влиять на перспективную оценку длительности, но при этом они не должны оказывать влияния на ретроспективную оценку, больше зависящую от процессов кодирования информации в памяти и извлечения её оттуда.

1.4.2. Нагрузки, связанные с реакцией.

Другой вид воздействия на испытуемых изменяющимися нагрузками состоит в постановке перед ними задачи или активно реагировать на сообщаемую информацию (высокая нагрузка), или просто пассивно созерцать или слушать одинаковую или похожую информацию в течение оцениваемого интервала времени (низкая нагрузка). Испытуемые в режиме высокой нагрузки выполняли такие действия, как запись текста под диктовку (e.g., Spencer, 1921; Swift & McGeoch, 1925; Yerkes & Urban, 1906) или нажатие кнопки, соответствующей виду стимула (e.g., Predebon, 1996a,b), тогда как испытуемые в режиме низкой нагрузки просто слушали или созерцали эти стимулы. Состояние активного реагирования (при высокой нагрузке) приводит к протеканию как сенсорно-перцептивных процессов, так и процессов выбора реакции и совершения реакции, тогда как состояние пассивного восприятия (при низкой нагрузке) приводит к протеканию сенсорно-перцептивных процессов, но не приводит к протеканию процессов выбора и совершения реакции. Мы проанализировали все эксперименты, в которых от испытуемых как требовалось, так и не требовалось активно реагировать на сообщаемую им информацию. Мы проанализировали только те сравнения, при которых сообщавшиеся испытуемым стимулы были сопоставимы в режимах пассивного созерцания и активного реагирования. Если режимов активного реагирования было больше одного, мы брали в расчёт только результаты выполнения самого лёгкого (то есть наименее затратного) задания для сравнения их с результатами испытаний в режиме пассивного созерцания. Мы предполагали, что когнитивные нагрузки, налагаемые процессами выбора и совершения реакции, потребуют привлечения ресурсов внимания и, возможно, повлияют на перспективную оценку длительности, но что эти процессы не будут влиять на ретроспективную оценку длительности.

1.4.3. Осведомлённость о задании.

Повышение осведомлённости о задании, связанном с обработкой информации, может уменьшить нагрузку вследствие получения представления о некоторых или обо всех процессах, протекающих во время эксперимента (Schneider & Shiffrin, 1977). Осведомлённость уменьшает время реагирования и увеличивает количество ассоциаций, возникающих под действием знакомого стимула. Yonelinas, Otten, Shaw и Rugg (2005) установили, что за вспоминание и осведомлённость отвечают разные нейронные сети участков мозга. В литературе по оценке длительности промежутков времени описаны два способа приобретения испытуемыми осведомлённости о задании. Один способ состоит в наличии осведомлённости ещё до начала эксперимента. Например, участники исследования Kowal (1987, Experiment 1) прослушивали знакомые музыкальные темы, проигрываемые или в обычном прямом направлении (низкая нагрузка), или в неузнаваемом обратном направлении (высокая нагрузка). Другой способ состоит в узнавании задания во время эксперимента. Например, участники некоторых экспериментов анализировали тексты с неясным смыслом или не видя подписи, поясняющей контекст (о чём в этих текстах идёт речь), или после прочтения заголовка текста (e.g., Mulligan & Schiffman, 1979; Predebon, 1984). Мы не заносили тот или иной эксперимент в категорию экспериментов по приобретению осведомлённости, если о приобретении осведомлённости в ходе такого эксперимента следовало судить только по факту низкой осведомлённости в первом из двух (или более) опытов и высокой осведомлённости во втором из двух (или более) опытов. Причина этого в том, что любое влияние на оценку длительности может быть результатом эффекта временной упорядоченности (Block, 1985) или классического эффекта удлинения (Brown, 1997; Hancock, 1993), а не только лишь следствием осведомлённости. По некоторым теоретическим соображениям, отмеченным ранее, мы предполагали, что такая разница в способах узнавания заданий может повлиять и на перспективную, и на ретроспективную оценку длительности, хотя и, возможно, противоположным образом.

1.4.4. Нагрузки на память.

Другой вид воздействия на испытуемых изменяющимися нагрузками состоял в том, что одним испытуемым давали задание постараться запомнить сообщаемую информацию для использования её в следующем тесте (режим высокой нагрузки, обычно называемый режимом преднамеренного запоминания), тогда как другим испытуемым в течение оцениваемого интервала времени сообщали ту же самую или близкую побудительную информацию, но не требовали также её запомнить (режим низкой нагрузки, обычно называемый режимом непреднамеренного запоминания). Мы предполагали, что рабочая нагрузка этого вида не должна сильно влиять на перспективную оценку длительности (но см. Fortin & Rousseau, 1998), хотя и считали, что она влияет на процессы запоминания, которые предположительно лежат в основе ретроспективной оценки длительности.

1.4.5. Изменения требований к обработке информации.

Мы предположили, что если от испытуемого требуется изменить способ обработки информации, выполняемой в течение оцениваемого интервала времени, то действующая на него при этом нагрузка является более высокой, чем в испытательном режиме, в котором способ обработки информации не изменяется в течение всего этого интервала. Это представление согласуется с результатами многих исследований, которые свидетельствуют об издержках от переключения с выполнения одного задания на выполнение другого (e.g., Gopher, Armony, & Greenshpan, 2000). Например, участники некоторых экспериментов (e.g., Block & Reed, 1978, Experiment 2; Bueno Martinez, 1990, 1992) обрабатывали информацию то на структурном, то на семантическом уровне (режим высокой нагрузки), при этом другие участники на всём протяжении оцениваемого интервала времени выполняли или только структурную, или только семантическую обработку (режим низкой нагрузки). Мы предполагали, что рабочая нагрузка этого вида может повлиять на перспективную оценку длительности (по причине необходимости затраты внимания при переключении с одного задания на другое), равно как и на ретроспективную оценку длительности (по причине интенсификации изменений условий), хотя и противоположным образом.

1.4.6. Сложность обработки информации.

Подавляющее большинство экспериментов, рассмотренных в настоящем мета-анализе, проводилось с изменением уровня сложности обработки выдаваемой испытуемым информации. Для некоторых экспериментов классификация этих уровней сложности не составляла труда, потому что проводивший их экспериментатор (экспериментаторы) явным образом использовал понятие сложности. Вот несколько примеров таких экспериментов: а) некоторые исследователи (e.g., Buchwald & Blatt, 1974, Exp. 2; Smith, 1969) просили испытуемых расшифровать трудные анаграммы или аналогии (высокая нагрузка) или расшифровать простые анаграммы или аналогии (низкая нагрузка). б) Некоторые исследователи (e.g., Hicks, Miller, & Kinsbourne, 1976) просили испытуемых разложить игральные карты по двухразрядному (высокая нагрузка), одноразрядному или ноль-разрядному (низкая нагрузка) правилу. в) Некоторые исследователи (e.g., Block & Reed, 1978, Experiment 1; Hanley & Morris, 1982) просили испытуемых распределить слова по семантическому (высокая нагрузка) или структурному (низкая нагрузка) правилу – это задание на разные уровни обработки информации довольно часто упоминается в публикациях по работе памяти (Craik & Lockhart, 1972). В случае других экспериментов мы сами классифицировали сложность обработки представляемой испытуемым информации, потому что проводившие их исследователи не оперировали этим понятием. Мы предполагали, что рабочая нагрузка этого вида может повлиять на перспективную оценку длительности вследствие необходимости большей затраты внимания для выполнения более трудных заданий по обработке информации, а также и на ретроспективную оценку длительности, хотя, возможно, и противоположным образом.

1.5. Относительная изменчивость оценок длительности.

Некоторые исследователи отмечают, что влияние когнитивной нагрузки обнаруживается не только в изменении среднего значения оценки длительности, но также и в межличностной вариабельности одних и тех же оценок длительности (e.g., Brown, 1997, 2006; Wierwille & Connor, 1983). Одна из возможных причин различий в изменчивости оценки длительности связана с различием объёмов рабочей памяти у разных людей, которое рассматривается в концепции управления вниманием (Feldman-Barrett, Tugade,&Engle, 2004). Вероятно, те испытуемые, чей объём рабочей памяти или способность управлять своим вниманием относительно низки, относительно сильнее подвержены влиянию высоких нагрузок. Эти дополнительные сведения (см. параграф 3.5) об изменчивости оценок длительности имеют важное значение для фундаментальных и прикладных исследований.

1.6. Обзоры последних лет.

Несмотря на рост интереса к теме возможного влияния когнитивных нагрузок на оценку длительности событий, в последнее время по этой теме был представлен только один обзор (в котором когнитивная нагрузка определялась как требования для выполнения задания): Brown (1997) сделал обзор 80 экспериментов, в которых исследовалось «влияние требований для выполнения задания на выполнение оценки длительности времени» (с. 1119). В частности, он провёл исследование того, что он называет интерференционным эффектом, который заключается в том, что повышение требований для выполнения задания мешает правильной оценке времени, вызывая укорочение субъективного времени по сравнению с объективным. Он применил метод подведения итогов эксперимента (Bushman, 1994), при котором учитывается значимость и направленность («знак») каждого эффекта, о котором было сообщено, но не принимаются во внимание ни величина эффекта, ни объём выборки. Браун сообщает, что «выяснилось, что только по итогам 9 исследований (11% от всего их количества) либо не было выявлено интерференционного эффекта, либо был выявлен эффект противоположного характера» (с. 1119). Несмотря на то, что этот метод предоставляет ценную информацию, он не даёт количественных результатов. Один из нюансов такого подхода состоит в том, что он позволяет подвести итог даже при невозможности подсчитать размеры эффектов; очевидно, что анализ, выполненный Брауном, распространяется на эксперименты, которые мы не могли включить в свой метаанализ. Он не распределил по категориям различные виды требований для выполнения заданий и не рассмотрел эксперименты, в которых применялась ретроспективная парадигма оценки длительности. Наша главная цель состоит в том, чтобы представить количественный отчёт о влиянии когнитивной нагрузки на оценку длительности, в котором когнитивные нагрузки разных видов были бы отделены друг от друга и проанализированы раздельно.

Недавно Grondin (2001) сделал обзор нескольких публикаций на тему психологического времени , в котором основное внимание уделил психологическим вопросам (н-р, различение длительности интервалов времени, закон Вебера), которые имеют отношение к сравнению очень коротких промежутков времени (когда речь идёт о миллисекундах). При том, что его обзор содержит ценную информацию о публикациях по восприятию времени, в нём не было заострено внимание на вопросах, связанных с когнитивными нагрузками или с восприятием и оценкой более длительных промежутков времени.

2. Метод.

2.1. Область исследований.

Мы просмотрели более 12000 ссылок на публикации по психологии времени, в том числе ссылки из двух основных баз данных: PsycINFO (1887–2008), используя ключевые слова «восприятие времени» и «оценка времени», и Medline (1966–2008), используя ключевое слово «восприятие времени»; печатные библиографические справочники литературы об исследовании времени; главы из книг и целые книги, а также свои личные картотеки. Мы искали статьи, в которых содержатся такие термины, как «оценка длительности промежутка времени», «рабочая нагрузка», «пропускная способность информационного канала человека», «психическая нагрузка», «когнитивная нагрузка», «внимание», «ознакомленность», «обработка информации», «преднамеренное узнавание», «сложность», а также многие другие подобные термины. Кроме этого, мы обследовали «Сеть Науки» (т. е. электронную версию Показателя цитируемости естественнонаучных статей и Показателя цитируемости общественно-научных статей) в поисках статей с цитатами из наиболее близких к предмету нашего исследования статей (e.g., Brown, 1997; Zakay& Block, 1997). Наконец, мы просмотрели списки близких по тематике статей, чтобы уже точно знать, нужно ли включать в число анализируемых какие-либо другие исследования. Мы не стали анализировать никаких экспериментов, информация о которых содержится в неопубликованных научных трудах, в докладах, представленных на конференциях, и в технических отчётах, главным образом потому, что их необщедоступность могла бы сослужить им дурную службу (например, более ранние мета-анализы стало бы невозможно найти).

Критерии включения и невключения нами в метаанализ той или иной информации в точности повторяли те, которые мы использовали в своих предыдущих метаанализах публикаций по оценке длительности времени, в которых мы рассматривали другие вопросы, чем когнитивная нагрузка: парадигмы оценки длительности времени (Block & Zakay, 1997), старение человека (Block, Zakay, & Hancock, 1998) и изменения, связанные с развитием (Block, Zakay, & Hancock, 1999). В своём анализе мы исследовали только те экспериментальные данные, для которых мы могли точно оценить величину эффекта на основе опубликованной статистики. Мы отказались от анализа любых экспериментов с использованием испытуемых с ярко выраженной психопатологией, в изменённом состоянии сознания (н-р, в состоянии гипноза; Kurtz & Strube, 2003) или в необычном физиологическом состоянии.

В каждом вошедшем в анализ эксперименте испытуемыми были обычные люди, оценивающие продолжительность промежутков времени, длящихся преимущественно 3 секунды и более, при этом как минимум одной из независимых переменных была когнитивная нагрузка – в смысле данного нами ранее определения. Если в той или иной статье сообщались цифры оценок длительности, среди которых были как меньшие 3 секунд, так и большие 3 секунд, то мы включали в анализ только данные по длительностям от 3 секунд и более. При восприятии и оценке промежутков времени короче приблизительно 3 секунд действуют процессы, очень отличающиеся от тех, что действуют при восприятии и оценке более долгих промежутков (обзоры и факты по этой теме даны у Hancock, Arthur, Chrysler, & Lee, 1994; Pöppel, 1985/1988; Wittmann, 1999). Например, дробь Вебера возрастает примерно через 3 секунды (Getty, 1975; Grondin, 2001), что указывает на окончание психологического настоящего (Fraisse, 1984). Наконец, в относительно небольшом количестве исследований восприятия длительности времени, в которых по необходимости (из-за проблем с быстротой реакции) использовались промежутки времени короче 3 секунд, применялись такие методы, как различение длительности временных интервалов, которые не относятся к предмету нашего нынешнего исследования. Таким образом, наш метаанализ ограничен тем фактором, что его предметом являются только значения оценки длительности времени от 3 с и более.

Мы также исключили из рассмотрения любые эксперименты, в которых их автор или авторы: а) не сделали понятным для нас (или не уяснили сами для себя), проводились ли в ходе эксперимента изменения когнитивной нагрузки, а если проводились, то в какую сторону (e.g., Gray, 1982; Postman, 1944); б) сообщили о мерах ощущения времени, отличных от оценки длительности времени (e.g., Watt, 1991); в) не опубликовали достаточного количества статистической информации, позволяющего оценить величину эффекта на примере обычных испытуемых (e.g., Kurtz & Strube, 2003;Wierwille & Connor, 1983); г) сообщали только об абсолютных ошибках или о других подобных показателях точности (e.g., Venneri, Pestell, & Nichelli, 2003), поскольку эти данные неправильно анализировать вместе с данными по оценкам длительности времени; д) использовали выборку, состоящую менее чем из четырёх испытуемых (e.g., Stern, 1904); е) не задавали перспективный и ретроспективный режимы проведения экспериментов в случайном порядке, вразброс, что привело к влиянию на оценку длительности эффекта временной упорядоченности, и из результатов таких экспериментов (e.g., Newman, 1976) мы брали только первую оценку.

Для того чтобы нейтрализовать действие на результаты своих исследований одного из пунктов мета-аналитических методик, вызывающих в настоящее время разногласия, мы провели два параллельных анализа. Из рассмотрения в первом анализе мы исключили все эксперименты, по результатам которых величина эффекта должна была приблизительно рассчитываться по внутригрупповому значению t или F – по процедуре, рекомендованной Dunlap, Cortina, Vaslow и Burke (1996). В рассмотрение во втором анализе, который принёс почти такие же результаты и о котором мы сообщаем здесь, мы включили дополнительные исследования, применяя в них рекомендованный метод оценки величины соответствующего внутригруппового эффекта.

2.2. Кодированные переменные.

Мы закодировали все имеющиеся параметры исследований (т. е. потенциальные модераторы), включая (но не ограничиваясь ими) переменные, следующие из условий проведения каждого эксперимента и из каждого внутриэкспериментного режима. Относительно каждого эксперимента мы сначала закодировали вид регулируемой нагрузочной переменной. Если применялась факториальная схема и регулируемой была более чем одна нагрузочная переменная, мы кодировали и анализировали эти переменные отдельно, объединяя их в среднем значении эффекта для первичного общего анализа. Кроме того, мы также закодировали все нерегулируемые нагрузочные переменные: (a) используемые виды внимания (единичное – направленное только на один стимул/сообщение, выборочное – направленное на один из двух стимулов/сообщений, разделённое - направленное одновременно на два или более стимула/сообщения, или данная переменная не применяется); (b) ознакомленность (низкая или высокая, в зависимости от того, в какой степени испытуемые подвергались воздействию стимулов или насколько хорошо им объяснялось задание до начала эксперимента или в течение его первой стадии); (c) используемые виды запоминания (непреднамеренное или преднамеренное); (d) изменения в обработке информации (отсутствие изменений, наличие изменений, или данная переменная не применяется); (e) виды реагирования на стимулы (не требуется явной реакции на сообщаемые стимулы или требуется активное реагирование); и (f) сложность или уровень обработки поступающей информации (низкая/структурный, средняя, высокая/семантический, или данная переменная не применяется). Мы закодировали эту информацию, чтобы исследовать межэкспериментные переменные-модераторы, даже если в том или ином эксперименте какая-нибудь потенциальная нагрузочная переменная не регулировалась как независимая переменная.

Как и в предыдущих мета-анализах публикаций по оценке длительности времени, мы также закодировали следующие ненагрузочные переменные: (a) год публикации, (b) возраст испытуемых (дети: 8.0–12.9 лет; подростки: 13.0–17.9 лет; взрослые люди младшего возраста (поскольку во многие выборки входят студенты): 18.0-29.9 лет; взрослые люди среднего возраста: 30.0–59.9 лет; или пожилые люди: от 60.0 лет и старше), (c) пол испытуемых (мужской, женский, обоего пола или пол неизвестен), (d) продолжительность оцениваемого промежутка времени (короткий: 3.0–14.9 с, средний: 15.0–59.9 с, длинный: 60.0 с или дольше), (e) количество стимулов (ни одного, один, несколько или много), (f) вид стимула (зрительный, слуховой, осязательный или иной), (g) сложность стимула (простой, средний, сложный, или данная переменная не применяется), (h) сегментация стимула - например, высокоприоритетными событиями или прерываниями в течение оцениваемого промежутка времени (низкая, высокая или отсутствует), (i) метод оценки длительности промежутка времени (метод словесного описания, воспроизведения, сравнения, повторного продуцирования или аналогический/абсолютный метод), (j) степень незамедлительности оценки длительности (практически немедленная, задержанная только краткими наставлениями насчёт оценки длительности или отложенная), и (k) число испытаний.

2.3. Анализы величины эффекта.

Авторы независимо друг от друга оценили величины эффекта и урегулировали возникшие разногласия путём обсуждений. Каждая величина эффекта была вычислена как g: разница между средними оценками длительности, данными испытуемыми при проведении экспериментов по каждой парадигме, делённая на обобщённое стандартное отклонение (Hedges & Olkin, 1985), с использованием программы DSTAT Johnson-а (1989, 1993,Version 1.11) и программы Всестороннего МетаАнализа (CMA) авторства Borenstein, Hedges, Higgins и Rothstein (2006, Version 2.2.027). Величина эффекта принималась за положительную, если коэффициент оценки длительности оказывался выше по результатам испытаний при высокой нагрузке, чем при низкой нагрузке, и за отрицательную, если коэффициент оценки длительности оказывался ниже по результатам испытаний при высокой нагрузке, чем при низкой нагрузке. Величины эффекта подсчитывались отдельно для разных уровней регулируемых переменных, когда это было возможно. Для того чтобы оценивать каждый эксперимент только одним показателем, мы объединили все подсчитанные отдельно величины эффекта; несмотря на то что их отличия друг от друга обычно были незначительны, мы в любом случае вычисляли их среднее. Затем каждое g преобразовывалось в d применением поправки на смещение (Hedges, 1981; Hedges & Olkin, 1985).

Если в опубликованных данных присутствовали средние значения и размеры среднеквадратических отклонений (или среднеквадратических погрешностей), то величина d рассчитывалась на их основе. Если наряду со средними значениями и с размерами среднеквадратических отклонений (или среднеквадратических погрешностей), показываемыми на рисунках, публиковалось межгрупповое значение t или F, то это значение t или F использовалось для расчёта d. Величины эффекта, которые были рассчитаны на основе опубликованного межгруппового значения t или F, полученного в результате испытаний по многофакторной схеме, были скорректированы в соответствии с рекомендациями Morris and DeShon (1997), с использованием DSTAT для воссоздания таблицы дисперсионного анализа.

Нужно или нет учитывать в мета-анализе величины эффекта, оцененные на основе внутригруппового значения t или F (при отсутствии информации о корреляции между парными наблюдениями), спорный вопрос. Хотя Dunlap и др. (1996) и предложили их не учитывать, некоторые компьютерные программы (такие как DSTAT и CMA) выполняют вычисления по умолчанию, в которых корреляция между парными наблюдениями неявно или явно принимается равной 0,50. Мы проводили все свои мета-анализы как с учётом, так и без учёта результатов таких экспериментов. Для полноты картины мы публикуем мета-анализы, в которых рассматриваются эксперименты, для которых указаны внутригрупповые значения ds. Полученные нами результаты, касающиеся схемы эксперимента как возможного регулятора перспективных оценок длительности, говорят о том, что это решение не исказило результаты наших анализов. Из-за того что внутригрупповая схема экспериментов не может применяться для исследования ретроспективных оценок длительности, вопросы схемы и представления информации не имеют отношения к этой парадигме.

В шести экспериментах (Brown, 1985; Bueno Martinez, 1992; Bueno Martínez, 1994; Macar, 1996; McClain, 1983; Zakay, 1989, исследование №3), исследователи регулировали нагрузки более чем одного вида. Для общего анализа мы вычислили отдельные значения d для каждого вида нагрузки и затем вывели среднее значение. Для субанализов видов нагрузки мы применяли отдельные значения ds.

Если в том или ином эксперименте потенциальная переменная-модератор регулировалась, и результаты эксперимента содержали информацию, достаточную для расчёта отдельных значений d для каждого уровня этой переменной, то в целях анализа этого модератора мы такой расчёт проводили. Поэтому результаты каждого анализа модератора содержали и общеэкспериментные, и внутриэкспериментные значения ds. Использование более чем одной оценки величины эффекта по результатам одного и того же эксперимента противоречит тому предположению, что величины эффекта являются независимыми. Тем не менее, такое противоречие не оказывает существенного влияния на точность статистических данных (Tracz, 1984/1985; Tracz, Elmore, & Pohlmann, 1992). Если бы мы не использовали более чем одну оценку величины эффекта по результатам экспериментов, в которых потенциальная переменная-модератор регулировалась, нам пришлось бы отказаться от рассмотрения части наиболее релевантной информации.

Каждый набор значений ds был исследован на единообразие с целью выяснить, приводят ли разные режимы эксперимента к одной и той же величине эффекта. Если имело место единообразие величин эффекта, которое выражается статистическим показателем Q_w, мы старались описать его с помощью закодированных или регулируемых характеристик эксперимента. Две кодированные переменные – год публикации и число испытаний – не изменяются по категориям. Эти переменные были проанализированы с применением модели регрессии методом взвешенных наименьших квадратов (Borenstein et al., 2006; see also Hedges, 1982b; Hedges & Olkin, 1985). Все другие закодированные характеристики изменялись по категориям. Если в каждом из не меньше чем двух классов переменной-модератора было не меньше чем три оценки величины эффекта, мы применяли категориальную модель со случайными уровнями факторов (Hedges, 1982a; Hedges и Olkin, 1985), как это реализуется CMA. В нескольких случаях мы объединяли два близких класса какой-либо переменной или исключали из анализа определённый класс, если в данном классе было менее трёх оценок величины эффекта k. Эти методы порождают межклассовый эффект, подобный главному эффекту в дисперсионном анализе. Единообразие величин эффекта внутри каждого класса оценивалось показателем Q_wi. Средневзвешенная величина эффекта (d_i₊) вычислялась для каждой категории, при этом каждая величина взвешивалась таким образом, чтобы придать больший весовой коэффициент тем величинам эффекта, которые были оценены с большей достоверностью. Если показатель Q_B был значителен и имели место более двух классов переменной-модератора, мы использовали CMA для выполнения апостериорных парных сравнений средневзвешенных величин эффекта (d_i₊) в каждой паре классов.

При анализе данных мы использовали модель со случайными уровнями факторов, которая предоставляет более традиционный метод решения, чем модель с фиксированными эффектами. Модель со случайными уровнями факторов основывается на том допущении, что анализируемые нами эксперименты суть случайная выборка из всей совокупности экспериментов, и мы распространяем свои выводы на эту совокупность. Несмотря на это, нам потребовалось применить модель с фиксированными эффектами, чтобы задать меру разнообразия внутри каждого класса (Borenstein и др., 2006). Порядок, в котором мы в каждом мета-анализе перечисляем и описываем переменные-модераторы, отражает нашу оценку относительной важности (от наибольшей к наименьшей, по убыванию) каждой переменной. Эта оценка была основана на нескольких критериях: а) величина и значимость межклассового (Q_B) эффекта в соответствующей категориальной модели, б) полнота этой категориальной модели, показателем которой служит каждый межклассовый коэффициент неоднородности дисперсии (Q_w), и в) различия в статистических данных первичного уровня, о которых рассказывается в параграфе 2.4.

2.4. Первичные статистические исследования.

По результатам экспериментов, по которым был предоставлен достаточный объём данных, мы также вычислили отношение субъективной длительности к объективной длительности – далее «коэффициент оценки длительности» - отдельно для режимов низкой и высокой нагрузки. Это стандартный показатель, вычисляемый и публикуемый по результатам многих исследований. Анализ этого показателя позволяет провести сравнение между оценками длительности, выполненными в условиях проведения экспериментов, создававших разные уровни нагрузки. Он изменяет с точностью до наоборот встречающуюся всюду отрицательную корреляцию между методом продуцирования и другими методами (в первую очередь словесной оценки), потому что продуцирование, выполняемое испытуемым, представляет собой фактическую (объективную) длительность, которая соответствует длительности, оцениваемой в ответ на устный запрос (субъективной длительности). Также было вычислено среднее соотношение между оценками, выполненными в условиях высокой и низкой нагрузки. В этих вычислениях первичные статистические данные были взвешены в соответствии с объёмом выборки. Накопление этих статистических данных первичного уровня по всем режимам экспериментов проясняет мета-аналитическую статистику. Для прояснения анализов модераторов был выполнен дисперсионный анализ невзвешенных статистических данных первичного уровня по смешанной модели.

2.5. Исследования относительной изменчивости.

Мы также проанализировали эксперименты, по которым были предоставлены такие данные, как средние значения внутри класса и среднеквадратические отклонения (или среднеквадратические погрешности), для определения относительной изменчивости оценок длительности в режиме низкой нагрузки в сравнении с режимом высокой нагрузки. (Средние значения и среднеквадратические отклонения брались по каждому классу, потому что ни один из исследователей не опубликовал их отдельно по каждому испытуемому.) Если эти два вида оценки отличаются по величине, нельзя непосредственно сравнивать среднеквадратические отклонения, поскольку они, как правило, возрастают с увеличением среднего значения оценки, когда применяется пропорциональная шкала измерения (Newell & Hancock, 1985). Вместо этого мы использовали общепринятый /*распространённый, стандартный*/ психометрический критерий – коэффициент изменчивости (CV), представляющий собой среднеквадратическое отклонение, делённое на среднее значение оценки. Настоящий метаанализ сообщает новую информацию о межличностной изменчивости оценок длительности в условиях двух этих уровней нагрузки. Была использована программа Gilpin-а (1993) COEFVAR, вычислившая значение χ2 для определения различия между разными CV по критерию отношения правдоподобия Беннетта-Шейфера-Салливана. Преобразование каждого значения χ2 в d было выполнено с помощью программы DSTAT. В целях этого субметаанализа величина эффекта принималась положительной, если CV был выше в режиме высокой нагрузки, чем в режиме низкой нагрузки, и отрицательной, если CV был ниже в режиме высокой нагрузки, чем в режиме низкой нагрузки. Статистические данные первичного уровня по CV также были накоплены и проанализированы. По результатам трёх экспериментов, которые не подлежали исследованию в основном мета-анализе, были опубликованы только значения CV, и мы вычислили величину эффекта, исходя непосредственно из них.

3. Результаты.

3.1. Характеристики экспериментов.

Всем критериям включения в один или оба основных анализа соответствовали в общей сложности 117 экспериментов, информация о которых была приведена в 85 отдельных публикациях (80 журнальных статьях, 4 главах книг и 1 книге). Из этих публикаций 77 были написаны на английском языке, 3 на русском и 1 на испанском (впоследствии на английском). Количество экспериментов, включённых в метаанализ, за каждое десятилетие начиная с 1906 г. составило соответственно 1, 4, 1, 2, 0, 3, 8, 34, 29 и 35. Эта тенденция увеличения особенно заметна в течение последних трёх десятилетий, для которых доля проведённых в этот период времени экспериментов, включённых в данный метаанализ (0.84), несколько больше, чем соответствующий показатель для всех статей по психологии (0.79) и для статей по «оценке времени» и по «восприятию времени» (0.76). Информацию по двум последним показателям см. у Block и Zakay (2001).

3.2. Общий анализ величин эффекта и коэффициентов оценки длительности.

Для нужд предварительного общего анализа по результатам каждого эксперимента была рассчитана только одна величина эффекта. (По результатам некоторых экспериментов были рассчитаны отдельные величины эффекта и использованы в дальнейшем, если регулируемой являлась более чем одна нагрузочная переменная или если отдельные величины эффекта могли быть рассчитаны для разных уровней потенциальной переменной-модератора. Для общего анализа эти рассчитанные по отдельности величины эффекта были усреднены.) Из всех 113 значений величины эффекта 59 были рассчитаны или оценены исходя из средних значений и среднеквадратических отклонений или среднеквадратических погрешностей (которые или приводились в тексте, или оценивались по рисунку), 42 – по межгрупповому значению F или t, 8 по внутригрупповому значению F или t, 3 на основе сообщения о незначительном эффекте (в этом случае мы положили d = 0) и 1 по неточному значению p (сообщалось о значительном эффекте, и в этом случае мы положили p = .05). Для всех величин эффекта их знак был определён как плюс, если коэффициент оценки длительности (т. е. отношение субъективной длительности к объективной) был выше при режиме высокой нагрузки, и как минус, если этот коэффициент был выше при режиме низкой нагрузки. Все данные для общего анализа, также как и для анализа переменных-модераторов, мы сообщаем отдельно по каждой парадигме оценки длительности времени.

Обобщённые средневзвешенные величины эффекта были близки к данным, полученным с использованием моделей с фиксированными эффектами и со случайными уровнями факторов. Однако при этом 95%-ные доверительные интервалы (CI) были больше для модели со случайными уровнями факторов; другими словами, эта модель более консервативна (Hedges & Vevea, 1998). Вычисленная по ней итоговая обобщённая средневзвешенная величина эффекта (d₊ = −0.29, 95% CI = от −0.39 до −0.19, p<.0001) засвидетельствовала более высокий коэффициент оценки длительности для режима низкой нагрузки, чем для режима высокой нагрузки.

При существенности обобщённой средневзвешенной величины эффекта эта величина невелика (Cohen, 1977). В таблице 1 показаны результаты выполненного в соответствии с моделью со случайными уровнями факторов анализа самых важных с теоретической и практической точек зрения переменных-модераторов – парадигм оценки длительности интервалов времени. В случае перспективной парадигмы средняя величина эффекта имела среднее по модулю значение и была отрицательна, что свидетельствует о том, что в этом случае коэффициент оценки длительности при режиме низкой нагрузки выше, чем при режиме высокой нагрузки. В случае ретроспективной парадигмы средняя величина эффекта имела маленькое по модулю значение и была положительна, что свидетельствует о том, что в этом случае коэффициент оценки длительности при режиме высокой нагрузки выше, чем при режиме низкой нагрузки.

Таблица 1.

Результаты общего анализа парадигм оценки длительности как переменных-модераторов.

Переменная и её класс	Межклассовый эффект (Q_B)	k	Средняя величина эффекта	95% CI Минимальный/ максимальный	Величина p	Единообразие в пределах класса (Q_wi)^a
Модель с фиксированными эффектами	243,99^***
Перспективная		90	-0,44	-0,48/-0,40	<.001	405,29^***
Ретроспективная		32	+0,28	+0,20/+0,36	<.001	233,97^***
Модель со случайными уровнями факторов	31,83^***
Перспективная		90	-0,46	-0,55/-0,37	<.001
Ретроспективная		32	+0,26	+0,03/+0,49	.028

Примечание. Расшифровка символов статистического анализа дана в тексте статьи. Отрицательные величины эффекта означают большее значение коэффициента оценки длительности при режиме низкой нагрузки, чем при режиме высокой нагрузки, а положительные величины эффекта означают большее значение коэффициента оценки длительности при режиме высокой нагрузки, чем при режиме низкой нагрузки. В нескольких экспериментах (k = 10) тип парадигмы изменялся между группами, и это отразилось на величине эффекта в обеих парадигмах.

^aЗначительность означает несостоятельность /*неверность*/ предположения об единообразии.

^***p<.001.

По рассказу Borenstein-а (2005), опубликованному в одном недавнем обозрении, программа CMA использовалась для осуществления некоторых мер против возможного появления в публикации систематической ошибки (и вследствие этого дальнейшего распространения этой ошибки при последующих публикациях и при использовании их другими людьми). Исследование воронкообразных графиков (то есть графиков зависимости объёма выборки от величины эффекта) показывает, что в случае обеих парадигм оценки длительности систематическая ошибка в публикации была незначительна или её не было совсем. Кроме того, надёжные данные N говорят о том, что результаты чрезмерно большого количества экспериментов должны были не быть опубликованы (или не найдены нами), для того чтобы величины эффекта потеряли (статистическую) значимость при p = .05 (надёжные N = 9038 и 273 для перспективного и ретроспективного анализов соответственно). Критерий ранговой корреляции Бегга и Мазумдара показывает, что для перспективного и ретроспективного анализов тау Кендалла составляет 0.07 и −0.07 [p (двусторонний) = .58 и .37 соответственно]. Результаты этих анализов убедительно свидетельствуют о том, что в представленной информации не было систематической ошибки.

В анализах первичных статистических данных исследуется влияние нагрузки и типа парадигмы на величину коэффициента оценки длительности. По результатам в общей сложности 82 экспериментов были определены коэффициенты оценки длительности при перспективной парадигме, а по результатам 31 эксперимента были определены коэффициенты оценки длительности при ретроспективной парадигме. (Коэффициенты оценки длительности для обеих парадигм были определены по результатам 9 экспериментов.) На рис. 1 показаны средние значения коэффициента оценки длительности при режимах низкой и высокой нагрузки отдельно для перспективной и ретроспективной парадигм.

/*Подпись к рисунку 1.*/ Рис. 1. Зависимость средних значений коэффициента оценки длительности от когнитивной нагрузки при перспективной и ретроспективной парадигмах. «Усы» (планки погрешностей) обозначают среднеквадратические погрешности средних значений.

/*Надписи на рисунке: по оси абсцисс: «Когнитивная нагрузка. Низкая. Высокая.», по оси ординат: «Среднее значение коэффициента оценки длительности», у сплошной линии: «Перспективная», у пунктирной линии: «Ретроспективная».*/

Дисперсионный анализ коэффициентов оценки длительности по смешанной модели не выявил наличия главного эффекта со стороны нагрузки или парадигмы [F(1,111) = 2,25 и 0,21, d = 0,25 и 0,09, p = .14 и .65 соответственно]. Тем не менее взаимодействие между нагрузкой и парадигмой было значительным [F(1,111) = 40,74, d = 0,40, p<.001], что говорит о разнонаправленном влиянии когнитивной нагрузки на коэффициенты оценки длительности, соответствующие перспективной и ретроспективной парадигмам.

Вследствие того что эти результаты показывают, что влияние когнитивной нагрузки на оценку длительности времени различается при перспективной и при ретроспективной парадигмах, мы провели все дальнейшие исследования модераторов отдельно для каждой временной парадигмы. Таким образом, мы исследовали различия между шестью видами нагрузок отдельно для каждой из этих двух временных парадигм, а также для других потенциальных переменных-модераторов.

3.3. Перспективная временная парадигма.

Обобщённая средневзвешенная величина эффекта при перспективной парадигме была поставлена в зависимость от разных видов нагрузок (см. рис. 2).

/*Подпись к рисунку 2.*/ Рис. 2. Зависимость средневзвешенной величины эффекта (и 95%-ных доверительных интервалов) от вида когнитивной нагрузки при перспективной парадигме. Rsp - виды реагирования на стимулы, Att - используемые виды внимания, Dif - сложность обработки информации, Mem - используемые виды запоминания, Fam - ознакомленность, Chg - изменения в обработке информации, All – итоговый показатель зависимости. Буква k обозначает число экспериментов каждого вида.

/*Надписи на рисунке: по оси абсцисс: «Вид когнитивной нагрузки», по оси ординат: «Средневзвешенная величина эффекта».*/

Три вида нагрузок оказали существенное влияние на величину эффекта, и эти данные также отражаются на величине перспективного коэффициента оценки длительности:

1. Данный коэффициент был ниже, если требовалось активное реагирование на стимулы (M = 0,84, SE = 0,05) вместо пассивного (M = 0,99, SE = 0,05) реагирования [t(12) = 4,31, d = 0,83, p = .001], при этом соотношение коэффициентов при активном и при пассивном реагировании (M = 0,85, SE = 0,04) было меньше 1 [t(12) = 3,99, p = .002].

2. Данный коэффициент был ниже, если требовалось разделённое или выборочное внимание (M = 0,74, SE = 0,06) вместо единичного (M = 0,84, SE = 0,07) внимания [t(7) = 5,09, d = 0,59, p = .001], при этом соотношение коэффициентов при разделённом/выборочном и при единичном внимании (M = 0,88, SE = 0,02) было меньше 1 [t(7) = 5,75, p = .001].

3. Сложность обработки информации. Данный коэффициент был ниже, если требовалась сложная (M = 0,78, SE = 0,05) вместо простой (M = 0,90, SE = 0,04) обработки информации [t(54) = 6.48, d = 0.31, p<.001], при этом соотношение коэффициентов при сложной и при простой обработке информации (M = 0,86, SE = 0,02) было меньше 1 [t(54) = 7,84, p<.001].

Вместе с тем другие три вида нагрузок - используемые виды запоминания, ознакомленность и изменения в обработке информации - не оказали на величину эффекта существенного влияния. Для этих трёх видов нагрузок не наблюдалось различий в величине эффекта между режимами высокой и низкой нагрузки (все p>.19), также как и различий в коэффициентах оценки длительности (все p>.23).

Две другие переменные, которые были исследованы отдельно, оказали влияние на оценки длительности (см. таблицу 2).

Таблица 2.

Результаты анализа, выполненного по модели со случайными уровнями факторов, регуляторов оценок длительности, произведённых в условиях перспективной парадигмы.

Переменная и её класс	Межклассовый эффект (Q_B)	k	Средняя величина эффекта	95% CI Минимальный/ максимальный	Величина p	Единообразие в пределах класса (Q_wi)^a
Вид нагрузки	17,66^***
Виды реагирования		13	-0,73	-1,01/-0,46	<.001	75,95^***
Виды внимания		7	-0,68	-0,91/-0,46	<.001	6,32
Сложность обработки информации		57	-0,44	-0,55/-0,34	<.001	225,49^***
Ознакомленность		10	-0,26	-0,65/+0,13	.192	40,91^***
Виды запоминания		4	-0,28	-0,78/+0,22	.271	13,01^**
Изменения в обработке информации		3	+0,01	-0,30/+0,33	.929	3,82
Метод оценки	13,79^**
Продуцирование		8	-0,75	-1,01/-0,48	<.001	13,51
Воспроизведение		32	-0,58	-0,74/-0,41	<.001	230,00^***
Словесное описание		38	-0,38	-0,51/-0,26	<.001	150,61^***
Повторное продуцирование		4	-0,14	-0,40/+0,12	.297	0,76
Незамедлительность оценки	12,43^***
Немедленная		81	-0,51	-0,61/-0,42	<.001	351,254^***
Отложенная		7	-0,05	-0,25/+0,35	.827	13,33^*
Схема эксперимента	0,78
Межгрупповая		45	-0,53	-0,69/-0,37	<.001	199,7^***
Внутригрупповая		44	-0,38	-0,49/-0,28	<.001	158,7^***
Точное значение d по значениям M и SD		30	-0,31	-0,42/-0,20	<.001	91,7^***
Оценка d по значению t или F		14	-0,57	-0,83/-0,31	<.001	58,6^***

Примечание: расшифровка символов статистического анализа дана в тексте статьи. Отрицательные величины эффекта означают большее значение коэффициента оценки длительности при режиме низкой нагрузки, чем при режиме высокой нагрузки.

^aЗначительность означает несостоятельность /*неверность*/ предположения об единообразии.

^*p<.05.

^**p<.01.

^***p<.001.

Метод, по которому была произведена конкретная оценка длительности, влиял на уровень воздействия нагрузки. При том, что в режимах эксперимента, в которых использовался метод продуцирования, влияние нагрузки было наибольшим, в тех режимах, в которых использовались методы воспроизведения и словесного описания, влияние нагрузки, также имело место влияние нагрузки.

Нагрузка оказывала влияние на оценки длительности при том условии, что эти оценки делались сразу, например, если продуцирование или словесное описание или воспроизведение выполнялось сразу по окончании контрольного интервала времени. Вместе с тем, если испытуемые оценивали длительность контрольного интервала после паузы продолжительностью от многих секунд до нескольких минут, то заметного влияния нагрузки на эту оценку не наблюдалось.

Остальные четыре переменные, представлявшие особый теоретический интерес, не влияли на величины эффекта.

Значительные эффекты показали результаты экспериментов с применением как межгруппового, так и внутригруппового управления видами нагрузки (p<.001). Величина эффекта не оказалась существенно больше по результатам экспериментов, в которых вид нагрузки изменялся как межгрупповая переменная, чем по результатам экспериментов, в которых вид нагрузки изменялся как внутригрупповая переменная (Q_B = 2,33, p = .13). К тому же обобщённая величина эффекта, полученная по результатам внутригрупповых экспериментов, для которых величина эффекта была вычислена точно (по средним значениям и среднеквадратическим отклонениям), не отличалась от обобщённой величины эффекта, полученной по результатам внутригрупповых экспериментов, для которых величина эффекта была оценена по опубликованному внутригрупповому значению t или F. Этот факт говорит в пользу нашего решения включать в метаанализ эксперименты, относительно которых мы способны оценить только величину внутригруппового эффекта на основании значения t и F.

Длительность стимула не проявила себя как значительный регулятор (Q_B = 4,70, p = .10), хотя средневзвешенный эффект принимал несколько большие отрицательные значения в случае коротких стимулов (−0,45) и стимулов средней длительности (−0,56), чем в случае продолжительных стимулов (−0,27).

Не являлся значительным регулятором и вид стимула (Q_B = 1,40, p = .24). Средневзвешенные величины эффекта, полученные по результатам экспериментов, в которых применялись зрительные стимулы, и экспериментов, в которых применялись слуховые стимулы, были близки между собой. Этот факт наводит на мысль о том, что влияние когнитивной нагрузки на перспективную оценку длительности происходит за счёт протекания центральных процессов (н-р, привлечение внимания, задействование рабочей памяти или оба эти процесса), а сенсорно-перцептивные процессы в этом не участвуют.

Число испытаний также не являлось значительным регулятором (Q_R = 0,75, p = .38). Мы также проанализировали число испытаний с категориальной точки зрения, рассмотрев эксперименты, в которых проводилось только одно испытание (что само собой разумеется для экспериментов по исследованию ретроспективной оценки длительности), в сравнении с экспериментами, в которых проводилось более одного испытания. В этом случае число испытаний выступало как регулятор (Q_B = 12,07, p = .001), и средневзвешенная величина эффекта по итогам экспериментов, в которых проводилось только одно испытание, составила -0,75, а средневзвешенная величина эффекта по итогам экспериментов, в которых проводилось более одного испытания, составила -0,41. Средневзвешенная величина эффекта была значительна для обеих категорий (p<.001).

Хотя некоторые данные (e.g., Craik & Hay, 1999) указывают на то, что на пожилых людей когнитивная нагрузка может оказывать большее влияние, чем на более молодых взрослых людей, по итогам нашего анализа возраст не стал важной переменной-модератором (Q_B = 4,81, p = .19).

3.4. Ретроспективная временная парадигма.

Как мы отметили ранее, средневзвешенная величина эффекта, полученная в условиях ретроспективной парадигмы, была явно положительной. При этом вид нагрузки не влиял на оценку длительности (см. рис. 3).

/*Подпись к рисунку 3.*/ Рис. 3. Зависимость средневзвешенной величины эффекта (и 95%-ных доверительных интервалов) от вида когнитивной нагрузки при ретроспективной парадигме. Rsp - виды реагирования на стимулы, Mem - используемые виды запоминания, Dif - сложность обработки информации, Att - используемые виды внимания, Chg - изменения в обработке информации, Fam - ознакомленность, All – итоговый показатель зависимости. Буква k обозначает число экспериментов каждого вида.

Вместе с тем анализ других кодированных переменных выявил наличие влияния четырёх переменных на оценку длительности в условиях ретроспективной парадигмы (см. таблицу 3). Заметьте, что это влияние следует рассматривать как свидетельство наличия эффектов взаимодействия в ходе экспериментов (возможных или действительных).

Таблица 3.

Результаты анализа, выполненного по модели со случайными уровнями факторов, регуляторов оценок длительности, произведённых в условиях ретроспективной парадигмы.

Переменная и её класс	Межклассовый эффект (Q_B)	k	Средняя величина эффекта	95% CI Минимальный/ максимальный	Величина p	Единообразие в пределах класса (Q_wi)^a
Сегментация	16,41^***
Низкая или отсутствует		26	+0,03	-0,15/+0,25	.623	92,32^***
Высокая		7	+1,29	+0,73/+1,86	<.001	87,15^***
Ознакомленность	5,63^*
Низкая		7	-0,15	-0,47/+0,18	.371	18,62^**
Высокая		16	+0,32	+0,11/+0,54	.003	59,12^***
Метод оценки	4,97^*
Словесное описание/сравнение		23	+0,42	+0,18/+0,67	.001	146,91^***
Воспроизведение		9	-0,18	-0,65/+0,29	.454	52,96^***
Длительность оцениваемого промежутка времени	4,52^*
Короткий или средний		8	-0,03	-0,23/+0,17	.761	3,42
Длинный		24	+0,35	+0,06/+0,63	.018	218,99^***

Примечание: расшифровка символов статистического анализа дана в тексте статьи. Положительные величины эффекта означают большее значение коэффициента оценки длительности при режиме высокой нагрузки, чем при режиме низкой нагрузки.

^aЗначительность означает несостоятельность /*неверность*/ предположения об единообразии.

^*p<.05.

^**p<.01.

^***p<.001.

При проведении экспериментов в условиях высокой сегментации оцениваемых промежутков времени (н-р, вызванной высокоприоритетными событиями или прерываниями) наблюдалось сильное положительное влияние нагрузки на ретроспективные оценки их длительности, при том, что при проведении экспериментов в условиях низкой сегментации или её отсутствия влияния нагрузки не наблюдалось (см., например, Boltz, 1998). Заметим, что сегментация стимулов отличается от изменений в обработке информации (одной из переменных когнитивной нагрузки) тем, что после любого высокоприоритетного событиями или прерывания не происходит изменения заданий.

При проведении экспериментов с воздействием на испытуемых в течение оцениваемых промежутков времени сравнительно знакомых им стимулов наблюдалось среднее по интенсивности положительное влияние нагрузки на ретроспективные оценки длительности, тогда как при проведении экспериментов с применением сравнительно незнакомых им стимулов влияния нагрузки не наблюдалось.

При проведении экспериментов, в которых применялся метод словесного описания или сравнения испытуемыми оцениваемых ими промежутков времени, наблюдалось среднее по интенсивности положительное влияние нагрузки на ретроспективные оценки длительности, тогда как при проведении экспериментов, в которых применялся метод воспроизведения, влияния нагрузки не наблюдалось.

При проведении экспериментов, в которых испытуемые оценивали длинные промежутки времени (от 60 с и дольше), наблюдалось небольшое положительное влияние нагрузки на ретроспективные оценки длительности, тогда как при проведении экспериментов, в которых испытуемые оценивали короткие (3,0 – 14,9 с) или средние (15,0 – 15,9 с) промежутки времени, влияния нагрузки не наблюдалось.

3.5. Коэффициент изменчивости (CV).

Обобщённая средневзвешенная величина эффекта (d₊ = +0,12, 95% CI = от +0,05 до +0,18, p = .001) обнаружила больший CV для режимов высокой нагрузки, чем для режимов низкой нагрузки. Статистика по единообразию показала, что обобщённые величины эффекта CV не были единообразными [Q_W(59) = 95,00, p = .002].

Хотя обобщённая средневзвешенная величина эффекта значима, она считается маленькой по абсолютной величине (Cohen, 1977). В таблице 4 показаны результаты анализов самой важной в теоретическом и практическом отношении переменной-модератора – временной парадигмы.

Таблица 4.

Результаты анализов парадигмы оценивания длительности как регулятора коэффициента изменчивости (CV).

Переменная и её класс	Межклассовый эффект (Q_B)	k	Средняя величина эффекта	95% CI Минимальный/ максимальный	Величина p	Единообразие в пределах класса (Q_wi)^a
Модель с фиксированными эффектами	102,74^**
Перспективная		45	+0,18	+0,13/+0,23	<.001	73,29^**
Ретроспективная		21	+0,07	-0,05/+0,20	.240	29,45
Модель со случайными уровнями факторов	0,63^†
Перспективная		45	+0,14	+0,07/+0,22	<.001
Ретроспективная		21	+0,07	-0,08/+0,22	.351

Примечание: расшифровка символов статистического анализа дана в тексте статьи. Положительные величины эффекта означают большее значение CV при режиме высокой нагрузки, чем при режиме низкой нагрузки.

^aЗначительность означает несостоятельность /*неверность*/ предположения об единообразии.

^**p<.01.

^†p = .12.

Парадигма была значительным регулятором CV при анализе, выполненном по модели с фиксированными эффектами, но не была сколько-либо значительным регулятором при анализе, выполненном по модели со случайными уровнями факторов. В обоих исследованиях величина эффекта была значительна для условий экспериментов, в которых применялась перспективная парадигма, но не была значительна для условий экспериментов, в которых применялась ретроспективная парадигма.

Для условий экспериментов, в которых применялась перспективная парадигма, CV был больше в режиме высокой (M = 0,38, SE = 0,03), чем низкой (M = 0,34, SE = 0,02) нагрузки [t(41) = 4,02, p<.001]. Кроме того, Вид Нагрузки был переменной-модератором [Q_B(5) = 13,26, p = .02]. Величина эффекта была значительна для Видов Реагирования на стимулы (k = 6, d₊ = +0,38, 95% CI = от +0,15 до +0,62) и Сложности Обработки информации (k = 32, d₊ = +0,09, 95% CI = от +0,02 до +0,15). При этом не имелось достаточной мощности для обнаружения значительных величин эффекта для остальных четырёх Видов Нагрузки (все k<6, d₊< +0,17, p>.14).

Для условий экспериментов, в которых применялась ретроспективная парадигма, CV не отличался в режимах высокой (M = 0,38, SE = 0,03) и низкой (M = 0,37, SE = 0,04) нагрузки [t(20) = 0,43, p = .67]. Вид нагрузки не был значимой переменной-модератором [Q_B(5) = 4,54, p = .34].

4. Обсуждение.

Данный метаанализ был задуман как средство устранения некоторых продолжающихся до сих пор теоретических разногласий насчёт процессов оценки длительности времени при помощи исследования возможного влияния шести видов когнитивной нагрузки. Это разногласия по вопросу о том, лежат ли в основе перспективных и ретроспективных оценок длительности разные процессы, и если это так, то можно ли объяснить перспективные оценки длительности процессами, связанными с вниманием (или другими процессами), и можно ли объяснить ретроспективные оценки длительности процессами, происходящими в памяти (или другими процессами). Полученные нами результаты показывают, чем отличаются друг от друга перспективные и ретроспективные оценки длительности: когнитивные нагрузки влияют на оценки длительности, но в противоположных направлениях в перспективной и ретроспективной парадигмах. Кроме того, когнитивные нагрузки некоторых видов по-разному влияют на оценки длительности в этих двух парадигмах. Это даёт новую информацию об оценках длительности как о мере когнитивной нагрузки. Полученные нами результаты делают несостоятельными теоретические предположения (e.g., Brown & Stubbs, 1992) о том, что в этих двух парадигмах действуют похожие процессы оценки длительности и подкрепляют разнообразные теоретические предположения (e.g., Block, 2003; Block & Zakay, 1996) и эмпирические данные, говорящие о том, что в этих двух парадигмах действуют разные процессы оценки длительности.

Когда результаты всех экспериментов с применением как перспективной, так и ретроспективной парадигм оценки длительности были проанализированы вместе, обобщённая средневзвешенная величина эффекта оказалась значима, но мала. Обобщённая средневзвешенная величина эффекта была отрицательна, главным образом потому, что исследователи провели намного больше исследований с применением перспективной парадигмы, чем с применением ретроспективной парадигмы. В перспективной парадигме коэффициент оценки длительности (т. е. отношение субъективной длительности к объективной) снижается в условиях высоких нагрузок по сравнению с условиями низких нагрузок. В ретроспективной парадигме коэффициент оценки длительности повышается в условиях высоких нагрузок по сравнению с условиями низких нагрузок. Второе главное открытие состоит в том, что когнитивные нагрузки нескольких разных видов и другие теоретически важные переменные-модераторы воздействовали на оценки длительности в этих двух парадигмах по-разному. В-третьих, мы можем исключить возможное артефактное объяснение того обнаруженного факта, что в этих двух парадигмах на оценки длительности влияние было оказано в противоположных направлениях; в экспериментах по ретроспективным оценкам длительности обязательно должно проводиться только одно испытание, тогда как в экспериментах по перспективным оценкам обязательно может проводиться более одного испытания. Вместе с тем разница между этими двумя парадигмами видна даже в экспериментах по перспективной оценке длительности, в которых проводилось только по одному испытанию.

Сначала мы рассматриваем процессы оценки длительности в перспективной парадигме, затем в ретроспективной парадигме.

4.1. Перспективная парадигма.

Средневзвешенная величина эффекта в перспективной парадигме была средняя и отрицательная. Виды управления когнитивной нагрузкой, которые изменяли перспективные оценки длительности, это те, которые явно требуют ресурсов рабочей памяти, особенно те, которые задействуют гипотетический центральный исполнительный орган.

Если испытуемому приходилось разделять внимание между двумя источниками представляемых стимулов или выборочно уделять внимание одному из двух источников представляемых стимулов, вместо того чтобы уделять внимание только одному источнику представляемых стимулов, коэффициент оценки длительности понижался. Этот факт явно свидетельствует о том, что перспективное определение времени происходит по моделям распределения ресурсов внимания. Такой вывод хорошо сочетается с недавно сформировавшимися представлениями о внимании как о многомерной, а не одномерной когнитивной системе (Posner, 2004; Tsal, Shalev, & Mevorach, 2005). Из этого представления следует, что существует несколько систем внимания, которые могут действовать до некоторой степени независимо друг от друга. Это подтверждается результатами исследований расстройств внимания (н-р, синдрома дефицита внимания и гиперактивности), согласно которым разным системам внимания (e.g., Shalev & Tsal, 2003) соответствуют разные степени недостаточности внимания. Это представление также подкрепляется полученными данными, показывающими отличительные мозговые корреляты разных систем внимания (Raz & Buhler, 2006). Считается, что при разделённом внимании используется процесс, за который отвечает одна из этих систем. Считается, что выборочное внимание осуществляется другой системой внимания: управляющим вниманием, которое позволяет человеку сосредоточиться на конкретной информации, не обращая при этом внимания на информацию, не относящуюся к делу, или на отвлекающую информацию, как в случае связанного исследования. По условиям этого вида исследований участники должны реагировать на две одновременно представляемые или не представляемые характеристики стимулов (Treisman & Gelade, 1980). Перспективные оценки длительности всегда выполняются в условиях выполнения других параллельных или отвлекающих внимание заданий невременного характера. Для того чтобы оценить заданный промежуток времени точно, человеку нужно или не обращать внимания на отвлекающие факторы, или разделять внимание между заданием по оценке времени и параллельным заданием (Parasuraman & Davies, 1984).

Если испытуемый должен был реагировать на представляемые стимулы, вместо того чтобы только пассивно воспринимать их, коэффициент оценки длительности понижался. Другие данные, такие как те, что были получены при исследованиях психологического рефрактерного периода (Pashler, 1994), говорят о том, что психический конфликт, вызываемый выполнением двух заданий, наблюдается в большинстве случаев, когда испытуемый должен активно реагировать на представляемые стимулы.

Если испытуемый должен был принимать участие в любом из нескольких видов сравнительно сложной обработки информации в противоположность относительно лёгкой обработке информации, коэффициент оценки длительности понижался. Этот факт также говорит в пользу того, что перспективное определение времени происходит по моделям распределения ресурсов внимания.

Две другие переменные-модераторы также влияют на перспективные оценки длительности.

Метод оценки длительности влиял на перспективные оценки длительности. В исследованиях, в которых применяется метод продуцирования, метод, показавший наибольшее влияние нагрузки, это означает то, что в режимах высокой нагрузки люди делают относительно более длительные продуцирования. Этот факт подкрепляет предыдущие теории, что перспективные продуцирования – это точный, практичный и ненавязчивый показатель когнитивной нагрузки (Zakay et al., 1999).

Полученные сведения насчёт незамедлительности оценки длительности против её задержки поддерживают тот тезис (e.g., Zakay & Fallach, 1984), что когда оценка длительности не выполняется немедленно, возрастает опора на память, а поэтому сущность процесса оценки становится более ретроспективной, чем перспективной. Альтернативное объяснение состоит в том, что этот факт стал результатом метода оценки длительности, а именно метода продуцирования, который показал наибольшее влияние когнитивной нагрузки, и при котором оценка выполняется немедленно, а не после задержки.

Тот факт, что близкие величины эффекта были обнаружены в межгрупповой и внутригрупповой схемах, указывает на то, что влияние когнитивной нагрузки на перспективные оценки длительности носит устойчивый характер. Обнаружение отсутствия влияния вида стимула говорит в пользу наличия процессов, связанных с центральным исполнительным органом, и отсутствия сенсорно-перцептивных процессов.

Когнитивные нагрузки трёх важных с теоретической точки зрения видов, очевидно, не влияют на перспективные оценки длительности.

Ознакомленность не влияла на перспективные оценки длительности, хотя она определённо влияла на ретроспективные оценки длительности (см. далее). Вероятно, это результат влияния ознакомленности на кодирование информации в памяти и извлечение её из памяти, но, очевидно, не на распределение ресурсов внимания. Даже если работа со знакомым стимулом легче, чем работа с незнакомым стимулом, ускорение поиска в памяти и повышение скорости извлечения информации из памяти вследствие ознакомленности сводится на нет большей затратой ресурсов на интенсифицирующиеся процессы памяти.

Предполагалось, что затраты памяти влияют на ретроспективные оценки длительности и не влияют на перспективные, потому что предположительно только ретроспективные оценки длительности подвергаются влиянию процессов, происходящих в памяти (но см. Hancock, 2005). Предписания о преднамеренном запоминании – в противоположность непреднамеренному – приводят к быстрой мобилизации ресурсов внимания для кодирования информации в долговременной памяти (Block, 2009). В этих пяти экспериментах быстро показываемые картинки распознавались испытуемыми лучше (когда они демонстрировались в течение всего лишь 0,5 с) в случаях выдачи им предписаний о преднамеренном запоминании, чем в случаях выдачи им предписаний о непреднамеренном запоминании.

Отсутствие влияния изменения видов обработки информации (т. е. перемены заданий) в течение оцениваемого промежутка времени на перспективные оценки идёт в разрез с нашими первоначальными ожиданиями. Мы предполагали, что изменения видов обработки информации потребуют выполнения исполнительных управляющих процессов, и следовательно, ресурсов внимания. Возможно, не было проведено достаточного количества экспериментов, в которых варьировались изменения видов обработки информации, или наоборот, в которых изменения видов обработки информации варьировались недостаточно сильно, чтобы повлечь существенные различия в исполнительных управляющих процессах. Для того чтобы установить, оказывает или нет изменение видов обработки информации воздействие на перспективные оценки длительности, требуются дальнейшие исследования.

Эти полученные данные согласуются с аттенциональными моделями оценивания длительности времени в перспективной парадигме, такими как МПВ (Block & Zakay, 1996; Zakay & Block, 1995), и ослабляют более простые модели, на которых частично основывалась модель МПВ, такие как исходная модель СТО. В условиях высокой нагрузки люди могут направить меньше ресурсов на обработку временной информации (н-р, на слежение за временем). В результате коэффициент оценки длительности понижается. Например, продуцирования интервала времени удлиняются. Центральные исполнительные процессы были выявлены в настоящих данных. Это может быть объяснено будущими моделями, такими как скорректированная МПВ, в которой основной рабочий элемент моделей рабочей памяти (e.g., Baddeley, 1986; Dutke, 2005) задействуется в определении времени в перспективной парадигме. Таким образом, управляемый вниманием шлюз в изначальной МПВ заменяется на шлюз, управляемый центральными исполнительными процессами, и это приводит к возникновению модели прерывания исполнительными процессами (МПИП). МПИП объясняет выявленные в настоящем исследовании факты, которые подвергают серьёзному сомнению модели, в которых не представлен основной рабочий элемент, такие как модель СТО и некоторые другие (см. выше и у Block, 2003).

Некоторые исследователи восприятия длительности, работающие в системах когнитивных нагрузок в диапазоне от теоретических до прикладных, публиковали и анализировали данные только по значениям CV (или SD), намекая этим на то, что изменчивость перспективных оценок длительности может служить лучшим показателем когнитивной нагрузки, чем оценки длительности, из которых они выводятся. Полученные нами результаты не говорят в пользу этого подхода: величины эффекта были больше для коэффициентов оценки длительности, чем для CV.

4.2. Ретроспективная парадигма.

Некоторые, хотя и не все, теории ретроспективной оценки длительности прогнозируют, что когнитивные нагрузки некоторых видов способны влиять на ретроспективные оценки длительности, хотя и с противоположным знаком по сравнению с влиянием многих факторов на перспективные оценки длительности. Мы обнаружили небольшой по абсолютной величине и положительный по знаку итоговый эффект: коэффициент оценки длительности повышался в режимах высоких нагрузок по сравнению с режимами низких нагрузок. Этот результат предсказывается теориями, которые делают акцент на возможном воздействии когнитивной нагрузки на память, например, на число контекстуальных изменений.

Рассмотрение переменных, которые изменяли степень влияние когнитивной нагрузки на ретроспективные оценки длительности (а также тех, которые не изменяли) проясняет возможные причины такого эффекта.

Если оцениваемый промежуток времени разделялся на части (например, высокоприоритетными событиями или прерываниями), коэффициент оценки длительности повышался (т. е. воздействие нагрузки было сильным и положительным). Этот факт можно объяснить в рамках сегментационной модели (e.g., Poynter, 1989) или в рамках модели контекстуальных изменений (e.g., Block, 2003; Block & Reed, 1978), в которой сегментация расценивается как всего лишь одна переменная, которая может вызвать контекстуальные изменения. Обнаруженное нами отражает сделанные в некоторых предшествующих публикациях выводы о том, что сегментация влияет на ретроспективные оценки длительности, но оказывает слабый эффект или вовсе никакого эффекта на перспективные оценки длительности (Zakay, Tsal, Moses, & Shahar, 1994).

На том основании, что ознакомленность со стимулами облегчает извлечение информации из памяти, можно было бы ожидать положительного влияния на ретроспективную оценку длительности. Однако, ознакомленность не оказывала влияния в перспективной парадигме. Следовательно, влияние ознакомленности может быть усреднено процессами, происходящими в памяти. Полученные нами результаты показывают, что ретроспективные оценки длительности дольше для знакомых, чем для незнакомых стимулов. Подтверждение предположения о том, что ознакомленность улучшает кодирование и извлечение информации, было найдено в результатах нескольких исследований (e.g., Koriat, 1993; Ritter & Heder, 1992). Ознакомленность также усиливает мотивацию поиска в памяти (Koriat & Levy-Sadot, 2001; Metcalfe, Schwarts, & Joaquim, 1993).

Регулирующее воздействие метода оценки длительности можно объяснить задействованием долговременной памяти при использовании методов словесного описания или сравнения.

Представляет интерес регулирующее воздействие длительности оцениваемого промежутка времени. Если контрольный промежуток длился менее 60 с, влияния когнитивной нагрузки в ретроспективной парадигме не наблюдалось. С другой стороны, если контрольный промежуток длился более 60 с, наблюдалось значительное влияние. В большинстве режимов проведения экспериментов, в которых использовались короткие или средние контрольные промежутки, использовался тот, который длился меньше 20-30 с. Этот факт наводит на мысль о том, что процессы извлечения информации из долговременной памяти имеют важное значение в ретроспективной парадигме. Он также указывает на то, что ретроспективные оценки коротких и длинных промежутков времени выполняются с помощью разных процессов.

Несмотря на то что тип запоминания (непреднамеренное или преднамеренное) не мог быть оценен, из-за того что был проведён только один соответствующий эксперимент, тип запоминания, несомненно, влияет на опознающую память (Block, 2009). Этот предмет заслуживает дальнейшего исследования. Очевидно, что в ретроспективных оценках длительности воспоминание (доступность) играет большую роль, чем распознавание (ознакомленность).

5. Заключение.

На оценки человеком длительности времени влияет когнитивная нагрузка, но влияет она на них противоположным образом при разных парадигмах выполнения этих оценок. Если испытуемые осведомлены о необходимости выполнения оценок длительности (перспективная парадигма), возрастание когнитивной нагрузки приводит к снижению соотношения субъективной и объективной длительности. Если испытуемые до окончания оцениваемого промежутка времени не осведомлены о необходимости выполнения оценок его длительности (ретроспективная парадигма), возрастание когнитивной нагрузки приводит к повышению соотношения субъективной и объективной длительности. Несколько переменных, представляющих теоретический интерес, регулируют эти дифференциальные эффекты. Оценки длительности, особенно те, которые выполняются в условиях перспективной парадигмы, представляются надёжным и щадящим по отношению к испытуемому способом оценки величины когнитивной нагрузки.

Выражение благодарности.

Это исследование было частично выполнено за счёт грантов Американо-Израильского Двустороннего Научного Фонда (BSF) и Исследовательской Инициативы Объединённого Университета Армии США (MURI) «Работоспособность оператора в условиях стресса» (руководитель проекта P. A. Hancock). Мы благодарим Diane Conti, Augusta Duncan и Bonnie Saxton за их помощь в идентификации и поиске литературы. Мы также благодарим редактора данной публикации (Albert Postma), Scott W. Brown, J.L. Szalma и троих неназванных рецензентов за их полезные замечания и предложения по этой рукописи.

References1

Baddeley, A. D. (1986). Working memory. Oxford: Oxford University Press.

Barrouillet, P., Bernardin, S., Portrat, S., Vergauwe, E., & Camos, V. (2007). Time and

cognitive load in working memory. Journal of Experimental Psychology: Learning,

Memory, and Cognition, 33, 570−585.

Block, R. A. (1985). Contextual coding inmemory: Studies of remembered duration. In J. A.

Michon & J. L. Jackson (Eds.), Time, mind, and behavior (pp. 169−178). Berlin:

Springer-Verlag.

Block, R. A. (1989). Experiencing and remembering time: Affordances, context, and

cognition. In I. Levin & D. Zakay (Eds.), Time and human cognition: A life-span

perspective (pp. 333−363). Amsterdam: North-Holland.

⁎Block, R. A. (1992). Prospective and retrospective duration judgment: The role of

information processing and memory. In F. Macar, V. Pouthas, & W. J. Friedman

(Eds.), Time, action and cognition: Towards bridging the gap (pp. 141−152).

Dordrecht, Netherlands: Kluwer Academic.

Block, R. A. (2003). Psychological timing without a timer: The roles of attention and

memory. In H. Helfrich (Ed.), Time and mind II: Information processing perspectives

(pp. 41−59). Göttingen, Germany: Hogrefe & Huber.

Block, R. A. (2009). Intent to remember briefly presented human faces and other

pictorial stimuli enhances recognition memory. Memory & Cognition, 37, 667−678.

Block, R. A., George, E. J., & Reed, M. A. (1980). A watched pot sometimes boils: A study

of duration experience. Acta Psychologica, 46, 81−94.

⁎Block, R. A., & Reed, M. A. (1978). Remembered duration: Evidence for a contextualchange

hypothesis. Journal of Experimental Psychology: Human Learning and

Memory, 4, 656−665.

Block, R. A., & Zakay, D. (1996). Models of psychological time revisited. In H. Helfrich

(Ed.), Time and mind (pp. 171−195). Kirkland, WA: Hogrefe & Huber.

Block, R. A., & Zakay, D. (1997). Prospective and retrospective duration judgments: A

meta-analytic review. Psychonomic Bulletin & Review, 4, 184−197.

Block, R. A., & Zakay, D. (2001). Psychological time at the millennium: Some past,

present, future, and interdisciplinary issues. In M. P. Soulsby & J. T. Fraser (Eds.),

Time: Perspectives at the millennium (The study of time X) (pp. 157−173). Westport,

CT: Bergin & Garvey.

Block, R. A.,&Zakay, D. (2008). Timing and remembering the past, the present, and the future.

In S. Grondin (Ed.), Psychology of Time (pp. 367−394). Bingley, England: Emerald.

Block, R. A., Zakay, D., & Hancock, P. A. (1998). Human aging and duration judgments: A

meta-analytic review. Psychology and Aging, 13, 584−596.

Block, R. A., Zakay, D., & Hancock, P. A. (1999). Developmental changes in human duration

judgments: A meta-analytic review. Developmental Review, 19, 183−211.

Boltz, M. G. (1991). Time estimation and attentional perspective. Perception & Psychophysics,

49, 422−433.

Boltz, M. G. (1995). Effects of event structure on retrospective duration judgments.

Perception & Psychophysics, 57, 1080−1096.

⁎Boltz, M. G. (1998). Task predictability and remembered duration. Perception & Psychophysics,

60, 768−784.

Boltz, M. G. (2005). Duration judgments of naturalistic events in the auditory and visual

modalities. Perception & Psychophysics, 67, 1362−1375.

Borenstein, M. (2005). Software for publication bias. In H. R. Rothstein, A. J. Sutton, &M.

Borenstein (Eds.), Publication bias in meta-analysis—Prevention, assessment and

adjustments (pp. 193−220). New York: Wiley.

Borenstein, M., Hedges, L. V., Higgins, J. P. T., & Rothstein, H. R. (2006). (Version 2.2.027)

[Computer software]. Englewood, NJ: Biostat.

⁎Brown, S. W. (1985). Time perception and attention: The effects of prospective versus

retrospective paradigms and task demands on perceived duration. Perception &

Psychophysics, 38, 115−124.

⁎Brown, S. W. (1997). Attentional resources in timing: Interference effects in

concurrent temporal and nontemporal working memory tasks. Perception &

Psychophysics, 59, 1118−1140.

⁎Brown, S. W. (2006). Timing and executive function: Bidirectional interference

between concurrent temporal production and randomization tasks. Memory &

Cognition, 34, 1464−1471.

Brown, S. W. (2008). Time and attention: Review of the literature. In S. Grondin (Ed.),

Psychology of time (pp. 111−138). Bingley, England: Emerald.

Brown, S. W., & Stubbs, D. A. (1992). Attention and interference in prospective and

retrospective timing. Perception, 21, 545−557.

⁎Buchwald, C., & Blatt, S. J. (1974). Personality and the experience of time. Journal of

Consulting and Clinical Psychology, 42, 639−644.

⁎Bueno Martinez, M. (1990). Efectos de los cambios cognitivos y del esfuerzo de

procesamiento sobre los juicios de duración prospectivos y retrospectivos. Estudios

de Psicología, 45, 109−127.

⁎Bueno Martinez, M. B. (1992). Testing models of time estimation. In F. Macar, V.

Pouthas, & W. J. Friedman (Eds.), Time, action and cognition: Towards bridging the

gap (pp. 173−176). Dordrecht, Netherlands: Kluwer Academic.

⁎Bueno Martínez, B. (1994). The role of cognitive changes in immediate and remote

prospective time estimations. Acta Psychologica, 85, 99−121.

Bushman, B. J. (1994). Vote-counting procedures in meta-analysis. In H. Cooper & L. V.

Hedges (Eds.), The handbook of research synthesis (pp. 193−213). New York:

Russell Sage Foundation.

Casali, J. G., & Wierwille, W. W. (1983). A comparison of rating scale, secondary-task,

physiological and primary-task workload estimation techniques in a simulated

flight task emphasizing communications load. Human Factors, 25, 623−641.

Casali, J. G., & Wierwille, W. W. (1984). On the measurement of pilot perceptual

workload: A comparison of assessment techniques addressing sensitivity and

intrusion issues. Ergonomics, 27, 1033−1050.

Church, R.M. (2006). Behavioristic, cognitive, biological, and quantitative explanations of

timing. In E. A.Wasserman & T. R. Zentall (Eds.), Comparative cognition: Experimental

explorations of animal intelligence. New York: Oxford University Press.

Cohen, J. (1977). Statistical power analysis for the behavioral sciences. New York:

Academic Press.

Craik, F. I. M., & Hay, J. F. (1999). Aging and judgments of duration: Effects of task

complexity and method of estimation. Perception & Psychophysics, 61, 549−560.

Craik, F. I. M., & Lockhart, R. S. (1972). Levels of processing: A framework for memory

research. Journal of Verbal Learning and Verbal Behavior, 11, 671−684.

Dunlap, W. P., Cortina, J. M., Vaslow, J. B., & Burke, M. J. (1996). Meta-analysis of experiments

with matched groups or repeated measures designs. Psychological Methods, 1,

170−177.

⁎Dutke, S. (2005). Remembered duration: Working memory and the reproduction of

intervals. Perception & Psychophysics, 67, 1404−1413.

Feldman-Barrett, L., Tugade, M. M.,& Engle, R.W. (2004). Individual differences inworking

memory capacity and dual-process theories of the mind. Psychological Bulletin, 130,

553−573.

Fortin, C., & Rousseau, R. (1998). Interference from short-term memory processing on

encoding and reproducing brief durations. Psychological Research, 61, 269−276.

Fraisse, P. (1984). Perception and estimation of time. Annual Review of Psychology, 35,

1−36.

Getty, D. J. (1975). Discrimination of short temporal intervals: A comparison of two

models. Perception & Psychophysics, 18, 1−8.

Gibbon, J., Church, R. M., & Meck, W. H. (1984). Scalar timing in memory. In J. Gibbon &

L. G. Allan (Eds.), Annals of the New York Academy of SciencesTiming and time

perception, Vol. 423. (pp. 52−77) New York: New York Academy of Sciences.

Gilpin, A. R. (1993). A program to test equality of two or more coefficients of variation.

Behavior Research Methods, Instruments & Computers, 25, 65−66.

Gopher, D., Armony, L., & Greenshpan, Y. (2000). Switching tasks and attention policies.

Journal of Experimental Psychology: General, 129, 308−339.

Gopher, D., & Donchin, E. (1986).Workload: An examination of the concept. In K. R. Boff, L.

Kaufman, & J. P. Thomas (Eds.), Handbook of perception and human performanceCognitive

processes and performance, Vol. 2. (pp. 1−49) New York: Wiley.

Gray, C. (1982). Duration differences: Attentional demand or time error? Perception, 11,

97−102.

Grondin, S. (2001). From physical time to the first and second moments of

psychological time. Psychological Bulletin, 127, 22−44.

Grondin, S. (Ed.). (2008). Psychology of time. Bingley, England: Emerald.

⁎Gulliksen, H. (1927). The influence of occupation upon the perception of time. Journal

of Experimental Psychology, 10, 52−59.

Hancock, P. A. (1993). Body temperature influence on time perception. Journal of

General Psychology, 120, 197−215.

Hancock, P. A. (1996). Effects of control order, augmented feedback, input device and practice

on tracking performance and perceived workload. Ergonomics, 39, 1146−1162.

Hancock, P. A. (2005). Time and the privileged observer. Kronoscope, 5, 177−191.

Hancock, P. A., Arthur, E. J., Chrysler, S. T., & Lee, J. (1994). The effects of sex, target

duration, and illumination on the production of time intervals. Acta Psychologica,

86, 57−67.

Hancock, P. A., & Meshkati, N. (Eds.). (1988). Human mental workload. Amsterdam:

North-Holland.

Hancock, P. A., & Szalma, J. L. (Eds.). (2008). Performance under stress. Aldershot,

England: Ashgate.

⁎Hanley, J. R., & Morris, N. (1982). Time estimation as a function of recall: A test of

Ornstein's theory of temporal judgement. Current Psychological Research, 2, 45−53.

Hart, S.G. (1975). Timeestimation as a secondary task tomeasureworkload. Proceedings of

the 11th Annual Conference on Manual Control (pp. 64−77). Washington, DC: U.S.

Government Printing Office.

Healy, A. F., Woldmann, E. L., Parker, J. T., & Bourne, L., Jr. (2005). Skill training, retention

and transfer: The effects of a concurrent secondary task. Memory & Cognition, 33,

1457−1471.

Hedges, L. V. (1981). Distribution theory for Glass's estimator of effect size and related

estimators. Journal of Educational Statistics, 6, 107−128.

Hedges, L. V. (1982a). Fitting categorical models to effect sizes from a series of

experiments. Journal of Educational Statistics, 7, 119−137.

Hedges, L. V. (1982b). Fitting continuous models to effect size data. Journal of

Educational Statistics, 7, 245−270.

Hedges, L. V., & Olkin, I. (1985). Statisticalmethods formeta-analysis. Orlando, FL: Academic

Press.

Hedges, L. V., & Vevea, J. L. (1998). Fixed- and random-effects models in meta-analysis.

Psychological Methods, 3, 486−504.

⁎Hicks, R. E., Miller, G. W., & Kinsbourne, M. (1976). Prospective and retrospective

judgments of time as a function of amount of information processed. American Journal

of Psychology, 89, 719−730.

Johnson, B. T. (1989). DSTAT: Software for the meta-analytic review of research literatures

[Documentation and computer program]. Hillsdale, NJ: Erlbaum.

Johnson, B. T. (1993). Upgrade documentation and computer program. Hillsdale, NJ:

Erlbaum.

Jones, M. R., Moynihan, H., MacKenzie, N., & Puente, J. (2002). Temporal aspects of

stimulus-driven attending in dynamic arrays. Psychological Science, 13, 313−319.

Kahneman, D. (1973). Attention and effort. Englewood Cliffs, NJ: Prentice-Hall.

Koriat, A. (1993). How do we know that we know? The accessibility model of the

feeling of knowing. Psychological Review, 100, 609−639.

Koriat, A., & Levy-Sadot, R. (2001). The combined contribution of the cue-familiarity and

accessibility heuristics to feeling of knowing. Journal of Experimental Psychology:

Learning, Memory, and Cognition, 27, 34−53.

⁎Kowal, K. H. (1987). Apparent duration and numerosity as a function of melodic

familiarity. Perception & Psychophysics, 42, 122−131.

Kurtz, R. M., & Strube, M. J. (2003). Hypnosis, attention and time cognition. International

Journal of Clinical and Experimental Hypnosis, 51, 400−413.

Lejeune, H., Macar, F., & Zakay, D. (1999). Attention and timing: Dual-task performance

in pigeons. Behavioural Processes, 45, 141−157.

⁎Macar, F. (1996). Temporal judgments on intervals containing stimuli of varying

quantity, complexity, and periodicity. Acta Psychologica, 92, 297−308.

⁎McClain, L. (1983). Interval estimation: Effect of processing demands on prospective

and retrospective reports. Perception & Psychophysics, 34, 185−189.

Metcalfe, T., Schwarts, B., & Joaquim, S. G. (1993). The cue-familiarity heuristic in

metacognition. Journal of Experimental Psychology: Learning, Memory, and Cognition,

19, 851−861.

Morris, S. B., & DeShon, R. P. (1997). Correcting effect sizes computed from a factorial

analysis of variance for use in meta-analysis. Psychological Methods, 2, 192−199.

⁎Mulligan, R. M., & Schiffman, H. R. (1979). Temporal experience as a function of

organization in memory. Bulletin of the Psychonomic Society, 14, 417−420.

Navon, D., & Gopher, D. (1979). On the economy of the human-processing system.

Psychological Review, 86, 214−255.

Newell, K. M., & Hancock, P. A. (1985). Forgotten moments: A note on skewness and

kurtosis as influential factors in inferences extrapolated from response distributions.

Journal of Motor Behavior, 16, 320−335.

Newman, M. A. (1976). Movement tempo and the experience of time. Nursing Research,

25, 273−279.

⁎Ornstein, R. E. (1969). On the experience of time. Harmondsworth, England: Penguin.

Parasuraman, R.,& Davies,D. R. (Eds.). (1984). Varieties of attention. London: Academic Press.

Pashler, H. (1994). Dual-task interference in simple tasks: Data and theory. Psychological

Bulletin, 116, 230−244.

Patten, C. J. D., Östlund, A., Joakim, N., Nilsson, L., & Svenson, O. (2006). Driver experience

and cognitive workload in different traffic environments. Accident Analysis &

Prevention, 38, 887−894.

Pöppel, E. (1988). Mindworks: Time and conscious experience (T. Artin, Trans.). Boston:

Harcourt Brace Jovanovich. (Original work published 1985).

Posner, M. I. (2004). Cognitive neuroscience of attention. New York: Guilford.

Postman, L. (1944). Estimates of time during a series of tasks. American Journal of

Psychology, 57, 421−424.

Poynter, W. D. (1989). Judging the duration of time intervals: A process of remembering

segments of experience. In I. Levin & D. Zakay (Eds.), Time and human cognition: A lifespan

perspective (pp. 305−331). Amsterdam: North-Holland.

⁎Predebon, J. (1984). Organization of stimulus events and remembered apparent

duration. Australian Journal of Psychology, 36, 161−169.

⁎Predebon, J. (1996a). The effects of active and passive processing of interval events on

prospective and retrospective time estimates. Acta Psychologica, 94, 41−58.

⁎Predebon, J. (1996b). The relationship between the number of presented stimuli and

prospective duration estimates: The effect of concurrent task activity. Psychonomic

Bulletin & Review, 3, 376−379.

Proctor, R.W.,& Van Zandt, T. (1994). Human factors in simple and complex systems. Boston:

Allyn & Bacon.

Rammsayer, T. H., & Brandler, S. (2007). Performance on temporal information

processing as an index of general intelligence. Intelligence, 35, 123−150.

Raz, A.,&Buhler, J. (2006). Typologies of attentional networks. Nature ReviewsNeuroscience., 7,

367−379.

Ritter, L.M., & Heder, F. E. (1992). What determines initial feeling of knowing? Familiarity

with questions terms, not with the answers. Journal of Experimental Psychology:

Learning, Memory, and Cognition, 18, 435−451.

Schneider, W., & Shiffrin, R. M. (1977). Controlled and automatic human information

processing: I. Detection, search, and attention. Psychological Review, 84, 1−66.

Shalev, L., & Tsal, Y. (2003). The wide attentional window: A major deficit of children

with attention difficulties. Journal of Learning Disabilities, 36, 517−527.

⁎Smith, N. C., Jr. (1969). The effect on time estimation of increasing the complexity of a

cognitive task. Journal of General Psychology, 81, 231−235.

⁎Spencer, L. T. (1921). An experiment in time estimation using different interpolations.

American Journal of Psychology, 32, 557−562.

Stern, W. (1904). On estimation, particularly time and space estimation. Beiträge zur

Psychologie der Aussage, 2, 32−72.

⁎Swift, E. J., & McGeoch, J. A. (1925). An experimental study of the perception of filled

and empty time. Journal of Experimental Psychology, 8, 240−249.

Taylor, F. W. (1913). The principles of scientific management. New York: Harper and Bros.

Tracz, S. M. (1985). The effect of the violation of the assumption of independence when

combining correlation coefficients in a meta-analysis (Doctoral dissertation,

Southern Illinois University, 1984). Dissertation Abstracts International, 46, 688A.

Tracz, S. M., Elmore, P. B., & Pohlmann, J. T. (1992). Correlational meta-analysis: Independent

and nonindependent cases. Educational and Psychological Measurement, 52, 879−888.

Treisman, A., & Gelade, G. (1980). A feature integration theory of attention. Cognitive

Psychology, 12, 97−136.

Treisman, M. (1963). Temporal discrimination and the indifference interval: Implications

for a model of the “internal clock”. Psychological Monographs: General and

Applied, 77, 1−31.

Tsal, Y., Shalev, L., & Mevorach, C. (2005). The diversity of attention deficits in ADHD:

The prevalence of four cognitive factors in ADHD versus controls. Journal of Learning

Disabilities, 38, 142−157.

Venneri, A., Pestell, S., & Nichelli, P. (2003). A preliminary study of the cognitive

mechanisms supporting time estimation. Perceptual and Motor Skills, 96, 1093−1106.

Watt, J. D. (1991). Effect of boredom proneness on time perception. Psychological

Reports, 69, 323−327.

Weber, A. O. (1933). Estimation of time. Psychological Bulletin, 30, 233−252.

Wickens, C. D., & Kessel, C. (1980). Processing resource demands of failure detection in

dynamic systems. Journal of Experimental Psychology: Human Perception and

Performance, 6, 564−577.

Wierwille, W. W., & Connor, S. A. (1983). Evaluation of 20 workload measures using a

psychomotor task in a moving-base aircraft simulator. Human Factors, 25, 1−16.

Wierwille, W. W., Rahimi, M., & Casali, J. G. (1985). Evaluation of 16 measures of mental

workload using a simulated flight task emphasizing mediational activity. Human

Factors, 27, 489−502.

Wittmann, M. (1999). Time perception and temporal processing levels of the brain.

Chronobiology International, 16, 17−32.

Yeh, Y., & Wickens, C. D. (1988). Dissociation of performance and subjective measures

of workload. Human Factors, 30, 111−120.

Yonelinas, A. P., Otten, L., Shaw, K. N., & Rugg, M. D. (2005). Separating the brain regions

involved in recollection and familiarity in recognition Memory. Journal of

Neuroscience, 25, 3002−3008.

⁎Yerkes, R. M., & Urban, F. M. (1906). Time-estimation in its relations to sex, age, and

physiological rhythms. Harvard Psychological Studies, 2, 405−430.

⁎Zakay, D. (1989). Subjective time and attentional resource allocation: An integrated

model of time estimation. In I. Levin & D. Zakay (Eds.), Time and human cognition: A

life span perspective (pp. 365−397). Amsterdam, Netherlands: North Holland.

Zakay, D., & Block, R. A. (1995). An attentional-gatemodel of prospective time estimation.

In M. Richelle, V. D. Keyser, G. d'Ydewalle, & A. Vandierendonck (Eds.), Time and the

dynamic control of behavior (pp. 167−178). Liège, Belgium: Universite de Liege.

Zakay, D., & Block, R. A. (1997). Temporal cognition. Current Directions in Psychological

Science, 6, 12−16.

Zakay, D., Block, R. A., & Tsal, Y. (1999). Prospective duration estimation and performance. In

D. Gopher & A. Koriat (Eds.), Attention and Performance XVII: Cognitive regulation of

performance: Interaction of theory and application (pp. 557−580). Cambridge, MA: MIT

Press.

⁎Zakay, D., & Fallach, E. (1984). Immediate and remote time estimation — A comparison.

Acta Psychologica, 57, 69−81.

Zakay, D., Tsal, Y., Moses, M., & Shahar, I. (1994). The role of segmentation in prospective

and retrospective time estimation processes. Memory & Cognition, 22, 344−351.

Логин*	(латинскими буквами)
Пароль (минимально 6 символов)*	(только латинские буквы и цифры)
Пароль повторно*
E-mail*
День рождения
Пол
Вы музыкант?