Szemészet, 1961 (98. évfolyam, 1-4. szám)

1961-09-01 / 3. szám

megengedhető jó válaszok számát. Ha ez pl. három egyénnél fordul elő, akkor a bizonytalansági hányados 3%, vagyis a táblasorozat szűrőképessége ez esetben szerinte 97%-os.

Azok a módszerek, amelyek a táblasorozatok egészére vonatkoznak, általában tartalmaznak hasznos, gyakorlati tanácsokat. Ebből a szempontból tehát — véleményem szerint —• jobb eljárások, mint azok, amelyek egyszerűen analizálják az egyes táblák szűrőképességét. Hibájuk azonban az, hogy az elkövethető hibák számának megadásakor lényegében elsikkad az, milyen hibákról beszélünk. Először is nem mindegy, hogy melyik táblát hibázzák, jó szűrőképességűt-e, vagy egy amúgy is gyengébbet. A másik probléma, hogy nem mindegy, hogy olyan hibát vétenek-e, amely a színtévesztésre jellemző, vagy olyat, amely hiba esetleg formaérzékbeli hiányosságra, rossz megfigyelésre, vagy egyéb psychés factorra vezethető vissza.

Ez utóbbi hiányosság elkerülése céljából szükségesnek látszik, hogy az egyes táblákra adott válaszokat ne két, hanem három csoportra osszuk éspedig : 1. pontos válasz, 2. hibás válasz, 3. típusosán (színtévesztőkre jellemzően) hibás válasz. Ez utóbbi két katagória között ugyanis lényeges különbség van.

Fenti meggondolások alapján a különböző táblasorozatok szűrőképességének vizsgálatára szolgáló módszernek a következő követelményeknek kell megfelelniük :

1. A táblasorozat egészének szűrőképességét az egyes táblák analízise alapján kell meghatározni.

2. Az egyes táblák vizsgálatánál a válaszokat a fent leírt hármas csoportosításban kell megadni.

3. A szűrőképesség megállapításának — az egyes táblasorozatok összehasonlíthatóságán túlmenően — alapul kell szolgálnia ahhoz, hogy a vizsgálatok értékelését megkönnyítsük és az ún. kétes eseteket minimumra redukálhassuk.

Fenti követelmények alapján saját anyagomat az alábbiak szerint dolgoztam fel :

Megvizsgáltam 100 normális trichromátot és 50 anomális trichromátot, a kipróbálásra szánt négy táblasorozattal ; Ishihara (1935., Tokio), Stilling— Hertel (20. újonnan átdolgozott kiadás, 1939. Berlin), Rabkin (1952. Moszkva,

5. kiadás), Boström—Kugelberg (В.—К. Kifa, 1944), valamint Nagel-féle anomaloscoppal. Minden egyes táblára adott választ regisztráltam. A kapott válaszokat összesítve úgy csoportosítottam, hogy a fent említett 3-féle válasz lehetőségét vettem fel : „pontos”, „hibás”, „típusosán hibás”. A három adatot mind a normális trichromátokra, mind a színtévesztőkre vonatkozóan százalékban fejeztem ki. A hat adatból a tábla szűrőképeségét a következőképpen számítottam ki :

I (szűrőképesség) =

ai + &3 2

ahol a1 a normálisok pontos válaszának, b3 a színtévesztők típusos tévesztésének százalékát jelenti. Eljárásom két pontban tér el az eddigi ilyen jellegű számításoktól. Először is a színtévesztők közül csak az anomális trichromátok veendők számításba. A dichromátok ugyanis a legtöbb, csaknem valamennyi táblát típusosán tévesztik. Ezek kiszűrése nem is okoz gondot. A szűrésnél a probléma mindig a normális és az anomális trichromátok között különbséget tenni. Éppen ezért tartom helytelennek, ha a feldolgozásba a dichromátokat is bevesszük, mert ezzel a táblák szűrőképességét indokolatlanul magasabbra értékeljük. A másik — az eddigi módszertől eltérő — pont pedig az, hogy a

146