lO 20 30 40 50 60 70（1）（2｝（3｝（5）（6）1内糖列 司 ↓ N ，ek＝Σdiik＋ΣΣldijk−djik l ｝エ1 1エ1’司口平均値 1 1N lN lNNbij ＝＝一（一Σdij・＋一Σaij・一一一ΣΣdil・一 dil・｝（4） 2N‘エ1 Nド1 N2‘エ1ド1BU＝UA 2−3 結 果験者が2名居ることがわかる。この2名について 解析の結果，固有値は図4に示すように，6番目，7番目，8番目は殆ど0になった。YoungとHouseholderの定理（5）によれば，この場合，心理l修正行列 6司↓1平均行列 司 ↓弍ノ［ 平均 1 弍ノ多次元尺度解析 エラー点数 ek図3 被験者のエラー点数a・」一∴急d・」・出力1エ・一点数・・l図2 解析方法。 各個人d…−d・・k一丁・d・」・±d・・k・ぽ：こ）固卵懐行列61↓1座標行列 Al参考文献（3x4）を参照されたい。実験部門生産部門事務部門えられる。エラーのチェックと修正一 53一手順ず，その度合を見ることによって被験者の信頼性を確めることができるからである。 次に，各被験者の非類似度行列の上三角要素と下三角要素の平均をとって行列を対称形とし，対角要素は0として，行列の誤差を修正した（式2）。その後，全被験者の修正非類似度行列の平均を求め（式3），多次元尺度構成法によって解析を行い，心理空間における供試音の座標を求めた（式4，5，6）。尚，多次元尺度構成法の詳細については， 式A＝UAl 各被験者のエラー点数を図3に示す。この図をみると評定の信頼性において，かなり大きな個人差や部門差があることがわかる。例えば，実験部門の平均エラー点数は明らかに他部門のそれよりも低い。このような結果となった理由は，被験者のエンジン音に対する経験の違いによるものと考 また，この図ではエラーが飛び抜けて大きい被は解析から除外することも検討したが，最終的な結果に大きな違いはなかったので，ここでは全被験者のデータを解析した結果を報告する。 なお，各供試音対に対する評定の標準偏差は最少で0．37，最大で1．41であり，音の種類によって個人差の幅に違いがあることもわかった。これをさらに詳しく調べると，被験者はその評定の特徴からいくつかのグループに分けられることがわかった。但し，その結果はここでは省略する。ここで N：供言式音の数 M：被験者の数
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