A BUDAPESTI GAZDASÁGI FİISKOLA IDEGEN NYELVI ÉS KOMMUNIKÁCIÓS INTÉZETÉNEK SZAKMAI KIADVÁNYA 16 2015
Szerkesztıbizottság Barthalos Judit, dr. Hegedüs Gyula, Hukné dr. Kiss Szilvia, dr. Kéri András, Lehr Emma, Szendrıi Ildikó, dr. Wiesenmayer Teodóra Fıszerkesztı Dr. Kéri András Technikai szerkesztı Deák Gabriella Szerkesztıség címe: 1054 Budapest, Alkotmány u. 9-11. ISSN 1786-0636 Felelıs kiadó: Dr. Zimányi Krisztina Készült a BGF Külkereskedelmi Fıiskolai Kar házi nyomdájában. Formátum: A/4 Ívszám: A/5 Példányszám: 250 Munkaszám:
TARTALOM 3 MÉRÉS TUDOMÁNY Dr. Lukácsi Zoltán: A függıleges skálázás a nyelvtudásmérésben avagy hogyan mérjünk a nyelvvizsgán (4. rész) 5 NYELVÉSZET NYELVPEDAGÓGIA Dr. Polcz Károly: Az igazságügyi nyelvészet pragmatikai kérdései 16 Dr. Bradeánné Gacs Judit: Twitter, Gender, Denglisch Stirbt die deutsche Sprache aus? 27 Nick Chandler: What you need A study of skills acquired in language courses and those needed by employers 32 IRODALOM Osváth Gábor: Diktatúra és költészet Dél-Koreában 43 Dr. Kéri András: Régi maja költészet: ami a maja lírából megmaradt (2. rész) 50 Dr. Wiesenmayer Teodóra: Felhıatlasz. Egy megfilmesíthetetlen regény és filmadaptációja a könyv és a dialóglista magyarra fordításának munkálatai 67 Dr. Szokács Kinga: Kinek hol a tornya? Szerb Antal A Harmadik Torony címő útinaplójáról 76 TÖRTÉNELEM FÖLDRAJZ Dr. Hegedüs Gyula: Közép- és Kelet-Európa a brit külpolitikában 1938 1955 81 Dr. Kéri András: A politika, a tudomány, a tudatlanság és a Latin-Amerikával kapcsolatos földrajzi nevek használata avagy miért morog egy geográfus? 100 [AKTUÁLIS] [Dr. Uzsoki-Sík Andrea: Egy hét Madridban] 103 [KÖNYVISMERTETÉS] [Serdián Miklós György: Oricsák Afrokubai istenek (dr. Kéri András)] 107
Jelen kiadványunk illusztrációi: régi asztúriai szimbólumok.
MÉRÉS TUDOMÁNY 5 A függıleges skálázás a nyelvtudásmérésben avagy hogyan mérjünk a nyelvvizsgán 4. DR. LUKÁCSI ZOLTÁN KVIK Bevezetés Méréselmélettel foglalkozó áttekintésünk negyedik részéhez érkeztünk. Ezúttal a függıleges skálázással ismerkedünk meg, és egy konkrét kutatás keretei között alkalmazni fogjuk eddigi ismereteinket. Szerepet kapnak az elsı részben ismertetett tesztelméletek és adatfeldolgozási eljárások (Lukácsi, 2012), és a harmadik részben bemutatott látens regressziós elemzés is (Lukácsi, 2014). Alapvetıen újszerő a mostani kísérletben, hogy az eddigi nyelvi szinten belüli kalandozásokat kiegészítjük a KER (Európa Tanács, 2001) szintjein keresztüli mérésekkel. A függıleges skálázás Mindenekelıtt néhány alapfogalmat kell körüljárnunk, melyek között megkülönböztetett helyen szerepel a címben is szereplı függıleges skálázás. A pszichológiai és pedagógiai mérésben gyakran van szükség arra, hogy eltérı célcsoportok számára különbözı nehézségő tesztalakokat állítsunk össze. Hosszmetszeti kutatásokban fontos célkitőzés lehet, hogy megtudjuk, például mennyit fejlıdött egy tanuló nyelvtudása az általános iskolai évek alatt. Az egyes felmérések eredményeinek összehasonlítása azonban csak akkor lehetséges, ha azokat elıször közös skálára helyezzük. A függıleges skálázás (vertikális skálázás, vertical scaling) az a folyamat, amelyben azonos konstruktumot megcélzó, de eltérı nehézségő mérési egységeket közös skálára hozunk (Kolen & Brennan, 2004). Ennek megfelelıen a függıleges skála maga pedig egy állandó konstruktummal bíró de széles spektrumot átfogó mérce. A függıleges skálázás céljai könnyen átláthatóak, azonban technikai aspektusai meglehetısen összetettek. Elıszöris számos mintavételi lehetıség áll a kutató rendelkezésére, melyek közül talán a leggyakoribb feladatok ismétlésével és eltérı válaszadókkal dolgozik (Holland & Dorans, 2006; Kolen, 2007). Ilyenkor az egymást követı mérési egységekben tesztlépések ismétlıdnek, melyek egymáshoz kapcsolják a vizsgákat és a vizsgázói produkciókat. Az ebbıl a mintavételbıl származó adatok feldolgozhatóak mind a Klasszikus Tesztelmélet (KTE), mind a Modern Tesztelmélet (IRT) módszer- és eszköztana szerint. Utóbbi esetben természetesen ügyelni kell arra, hogy a választott modell és az adatok megfelelı illeszkedést mutassanak (Holmes, 1982; Guskey, 1981; O Brien & John, 1984) még akkor is, ha tudjuk, hogy tökéletesen illeszkedı modell nem létezik (Rasch, 1973). Másrészt döntést kell hozni a kalibrációs módszerrıl is ha az IRT alapú adatfeldolgozást választjuk. Amennyiben az egyidejő kalibrálás mellett döntünk, a becsült item paraméterek a folyamat során automatikusan azonos skálára kerülnek. Az egymást követı kalibráláskor viszont a becsült paramétereket további skálaeltolással tudjuk egyenértékősíteni. Hanson és Beguin (2002), valamint Kim és Cohen (2002) egyaránt azt találta, hogy az egyidejő kalibrálás következetesen jobban mőködött. A további technikai részletek között szerepel (a) a közös itemek száma, illetve az ismételt feladat hossza; (b) az, hogy a közös itemek a teszt részét képezik-e, vagy kívül esnek azon; (c) a viszonyítási alap vagy referenciacsoport megválasztása; (d) és az adatfeldolgozáshoz használt programcsomag is (Kenyon, MacGregor, Li, & Cook, 2011).
6 MÉRÉS TUDOMÁNY A konstruktum állandóság A függıleges skálázás definíciójában is szereplı elvárás, hogy a két vagy több teszt, amelyet azonos skálára kívánunk hozni azonos, de legalábbis összemérhetı konstruktumokkal rendelkezzen (Schaie és tsai, 1998). Lloyd (2010) szerint a longitudinális validitás igazolásakor három fı bizonyítékcsoportra támaszkodhatunk: (a) a részletes teszt specifikációkban leírt tartalmi és formai jellemzıkre, (b) a teszt más (ismert tulajdonságú) változókkal mutatott relációjára, és (c) a teszt belsı felépítésére. Egy konkrét esetben Wang és Jiao (2009) az amerikai középiskolások olvasás készség konstruktumának állandóságát vizsgálta az évfolyamok adatainak dimenzionalitását és faktoriális struktúráját feltárva. Eredményeik szerint a kritikák ellenére a konstruktum állandósága nem volt cáfolható, tehát a skálázott pontszámokban megfigyelt eltérések az ismeretek elmélyülésének hasznos mutatói. Az egyéni (tanulói, hallgatói, vizsgázói, stb.) változáson túl sok esetben fontos az ennél magasabb szintő kategorikus összehasonlítás. Így a PISA felmérésben az országokat mérik össze és adnak visszajelzést egy rangsor formájában az oktatás általános minıségérıl a térségben, az Egyesült Államokban pedig népszerőek az oktatás hozzáadott értékét feltáró kutatások. Briggs és Domingue (2013) a függıleges skálázás alkalmazását javasolja minden olyan modellben, amikor az iskolai hatékonyságot a tanulói fejlıdésen keresztül kívánjuk értékelni. Kenyon és tsai (2011) sikerrel alkalmazták a módszert az angol nyelvi fejlıdés leírására. Igazolták, hogy a skálázott értékek a tesztpontszámok összehasonlításánál megfelelıbben tükrözik a tanulói elımenetelt, és rámutatnak arra is, hogy az így ábrázolt fejlıdésgörbe megfelel a szakirodalomban korábban leírtaknak. Martineau (2006) ezzel szemben arra a veszélyre hívja fel a figyelmet, hogy amennyiben az iskolákat a tanulói teljesítmények alapján minısítik, a tanári és intézményi hatékonyságot a modellben esetlegesen megjelenı skála sodródás jelentısen torzíthatja. A sodródás A skála sodródást Ye és Xin (2014, p. 228) az item paraméter sodródáshoz (Stocking & Lord, 1983) hasonlítja, és leírására bevezeti a függıleges item paraméter sodródás fogalmát. A jelenség bemutatására lássunk egy item kalibrációs táblázatot! tesztlépés 1. mérés 2. mérés 1-1,20-0,90 2-0,47 0,03 3-0,09 0,41 4 0,01 0,51 5 0,03 0,53 6 0,09 0,59 7 0,16 0,66 8 0,39 0,89 9 0,67 1,42 10 1,80 2,80 A táblázat három oszlopában az ismételt tesztlépések, és a két vizsgaidıszak szerepel. Az 1. és 2. mérés alkalmával a feladatsor közös és saját itemekbıl állt. Az ismételt feladat elemeit mutatja a tesztlépés oszlop, az itemek nehézségeit pedig az 1. és 2. mérés oszlop. Ezek a kérdések az egymást követı kalibrációban eltérı nehézséget mutattak, hiszen két eltérı képességszintő csoport például a gimnázium 2. és 3. évfolyama írta meg a teszteket. A mérési függetlenség elve (local stochastic independence; Verhelst, 2004) alapján azt várjuk, hogy a becsült nehézség
MÉRÉS TUDOMÁNY 7 paraméterek lineáris eltolás után mérési hibahatáron belül megegyeznek. Ez az adatok alapján a 2.-8. tesztlépésekre igaz is: itt a különbség a két mintán 0,5 logit. A 2. mérés során az itemek relatív nehézsége nıtt. Az 1. item esetében a két mérés közötti különbség kisebb (0,3 logit), míg a 9. és 10. item esetében nagyobb (0,75 és 1,00 logit). A fentiek arra utalnak, hogy a második csoport képességszintje alacsonyabb volt, a könnyebb itemeket jobban befogadták, és a nehezebb itemek csaknem megoldhatatlannak tőntek a számukra. A kalibrálás során látszólag nehezebbé váltak az itemek, így a skála felfelé sodródik. A sodródás és a skálaszőkülés csökkentésének egyik módja (Crocker & Algina, 2008) a célzott tesztelés, amikor tudatosan igyekszünk a tesztfejlesztés szakaszában optimális nehézségő feladatsort adni a majdani válaszadóknak. Ye és Xin (2014) szerint 0,5 logit sodródás az a kritikus pont, amikor a függıleges skálázás során az eredmények kimutatható torzulást mutatnak. Pomplun, Omar, és Custer (2004) két további technikai javaslatot tesz a skálasodródás minimalizálására. Egyrészt megfelelı modellilleszkedés mellett az egyidejő kalibrálás azonnal azonos skálára helyezi az itemeket, így lehetıséget sem ad a torzulásra. Másrészt a feltételhez nem kötött valószínőség számítási eljárások helyett a marginális vagy a feltételes maximum likelihood eljárás alkalmazása bizonyítottan jobb eredményekhez vezet mind valós, mind szimulált számításokban. A kutatás módszere avagy hogyan mérjünk a nyelvvizsgán Egy vizsgarendszer különbözı szintjei közötti keresztmetszeti összehasonlító mérés gyakorlatának bemutatására az Euro Nyelvvizsga Központ által rendelkezésemre bocsátott beszédértés (Listening) vizsgarészt használom. A vizsgaközpont két teljes és különálló itembankot épített ki 2007 márciusával kezdıdıen. A cikk írásakor alapfokon 68, középfokon pedig 495 ismert statisztikai tulajdonságú, feladatokba ágyazva felhasználható item állt rendelkezésemre. A bankok eltérı méretének az oka az, hogy középfokon öt, míg alapfokon csak egy vizsga kerül megrendezésre évente. Az itembankok építésekor használt kalibrációs minták is erıs eltérést mutattak, hiszen az oktatáspolitikai elvárásoknak megfelelıen a középfokú nyelvvizsga népszerősége, vevıköre, tehát vizsgázószáma akár húszsorosa is volt az alapfokúénak. Ennek megfelelıen az item paraméterek becslési pontossága is lényeges eltéréseket mutatott. Az itembankok közötti kapcsolatot egy körültekintıen kiválasztott feladat ismételt bevetésével hoztam létre 2014 májusában. A feladat kiválasztásakor figyelembe vettem (a) a helyes válaszok arányát, (b) a kalibrálás után a tesztlépések nehézségét a megfelelési minimumként meghatározott normához viszonyítva, (c) a tesztlépések diszkriminációs index szerinti minıségét, (d) a feladat megbízhatóságát, és (d) a feladat teljességét, ami annyit jelentett, hogy olyan feladatot kerestem, amelyben minden bevetésre kerülı item szerepelhetett az adatfeldolgozásban is. A legfontosabb és minden mást megelızı szempont mégis az volt, hogy a feladatban mért nyelvtudás mindkét összehasonlítandó vizsgaszint konstruktumának része legyen. A vizsgaspecifikációk szövege arra a következtetésre vezetett, hogy tartalmát, formáját és a mérendı alkotóelemeit tekintve egyaránt az elsı, rövid beszélgetésekbıl álló feladat lehet alkalmas a kapcsolat kialakítására egy ismételt feladat nem azonos csoport modellben (NEAT design Holland & Dorans, 2006; Kolen, 2007). Konstruktumát tekintve ez a feladat azt célozza feltárni, hogy a vizsgázó milyen mértékben képes (a) összefüggı szövegek lényegét megérteni, (b) a szöveg fıbb pontjait megérteni, (c) különbséget tenni tények és fikció között, (d) a szöveg lényeges elemeit kiemelni, (e) a beszélı hangulatát érzékelni, és (f) a szövegkohéziós erık felismerésével a szöveg szerkezetét észlelni. A hat rövid beszélgetés jellemzıen hétköznapi
8 MÉRÉS TUDOMÁNY beszédhelyzetekben elhangzó, egyenként kb. száz szóból álló, 4-7 beszélı váltással járó szövegbıl áll, melyek mindegyike két utalással segíti a megoldás kiválasztását és egy félrevezetı információt is tartalmaz. A választási lehetıségek illusztrációk, köztük két szükségtelen opcióval. Az alap- és középfok közötti szintkülönbséget figyelembe véve olyan feladatot kerestem, amelyik középfokon még mőködıképes volt, de a normához képest meglehetısen könnyőnek bizonyult, viszont alapfokon sem jelent majd irreális nehézséget a vizsgázók számára. Javaslataim közül a tesztíró és itemfejlesztı csoport öt munkatársa az oktatási koordinátor vezetésével a 2012 szeptemberében használt feladatot ítélte a legalkalmasabbnak a kérdések, a szövegek, és a hangzóanyag vizsgálata után. Ez a feladat került tehát bele a 2014 májusában kiadott B1 vizsgaanyagba. A feladatot vizsgabiztonsági elıírások miatt itt nem közölhetjük, de hasonló mintafeladat a vizsgaközpont honlapján, és kereskedelmi forgalomban is elérhetı. A kutatási terv A kutatási tervet az 1. ábrán szemléltetem. 1. ábra A függıleges skálázás kutatási terve A középfokon nyelvvizsgázók tehát a középfokú vizsgára írt feladatokat, míg az alapfokon vizsgázók az erre a szintre fejlesztett feladatokat kapták éles vizsgahelyzetben. A két itembankot a mindkét populáció által megválaszolt rövid párbeszédekbıl álló feladat kapcsolta össze. A közös feladatot éles vizsgahelyzetben, de eltérı vizsgaidıpontokban kapták a vizsgázók. A két bank között így kiépített közvetlen kapcsolat lehetıvé tette a vizsgázói képességszintek és az elvárások közvetlen összehasonlítását is. Kutatásomban a szakirodalmi áttekintésben tárgyalt lépéseket követtem. Az adatfeldolgozás elsı lépéseként a megfigyelt pontszámok alapján számított itemnehézségi mutatókat hasonlítottam össze azzal a céllal, hogy megtudjam, a tesztlépések hasonlóan mőködtek-e mindkét alkalommal. Azt vártam, hogy a görbék mozgása hasonló lesz, de a középfokú vizsgára jelentkezı csoport magasabb sikerességi arányt mutat. A 2. ábrán feltüntetett lineáris regressziós egyenlet azt mutatja meg, hogyan kapjuk meg a B2 vizsgán megfigyelt válaszarányt (y) a B1 vizsgán megfigyelt válaszarány értékeibıl (x). A 2. ábra szerint a helyes válaszok alapján számolt itemnehézség értékek közötti lineáris korreláció megnyugtatóan magas volt (r = 0,92), és az értékek között nem volt számottevıen eltérı mőködést mutató item. Látható ugyanakkor az is, hogy a tesztlépések a B1 vizsgázók számára is meglehetısen könnyőek voltak, hiszen a pontok az x-tengelyen is 60%-nál magasabb sikerességi szintet jelölnek. Ez arra engedett következtetni, hogy az alapfokú vizsgán megjelentek az általam vártnál jobb képességő vizsgázói csoportot képviselnek. A feladat egészét tekintve a helyes válaszok aránya a B1 szinten 79,43%, míg a B2 szinten 84,47% volt.
MÉRÉS TUDOMÁNY 9 2. ábra A megfigyelt itemnehézségek a két vizsgaszinten További vizsgálandó kérdés, hogy a feladat milyen összefüggést mutat a teszttel, a minıségi ítéleteken túl a számok is a feladat konstruktum reprezentativitását mutatják-e. Korrelációs számításokkal vizsgáltam a feladat (itemek) és a tesztpontszám összefüggéseit. B2 B1 feladat 0,637369 0,748881 item_01 0,277771 0,267635 item_02 0,439995 0,568101 item_03 0,333998 0,329672 item_04 0,415274 0,561011 item_05 0,342259 0,551362 item_06 0,217236 0,49672 A számítások alapján funkcionálisan hasznosnak ítéltem a feladatot mint a két itembankot összekötı egységet. Az információ birtokában a kalibrációs modell értékelése volt a következı lépés az elemzésben. Mivel a Vizsgaközpont mindkét itembank esetében az OPLM-modellt használja, ezt a narratívát kellett alkalmaznom a kutatásban is azért, hogy az éles vizsgahelyzet megfelelési minimumát változtatás nélkül figyelembe vehessem. Ez a modell egy becsült item paraméterrel és egy elıre kiosztott diszkriminációs indexszel, mint ismert állandóval dolgozik, ezért a kalibrációs következetesség egyszerő értékpár összehasonlítással egy ábrában nem leképezhetı. Ennek megfelelıen a számításokat elvégeztem a B1 és B2 vizsgázók válaszmintáin két külön kalibrációs körben, majd a becsült paramétereket valódi értékként rögzítve item és teszt válaszgörbéket rajzoltam, illetve a valódi pontértékeket vetettem egybe (3. ábra).
10 MÉRÉS TUDOMÁNY 3. ábra A kalibrált itemnehézségek a két vizsgaszinten A 3. ábra tengelyei a feladaton elérhetı pontszámokat jelölik. A modell által várt pontszámok között az extrém értékek nem szerepelnek, mivel csak a [-1; 1] képességszint közötti értékeket ábrázoltam, és a 0 (minimum) és 6 (maximum) értékek a modern tesztelmélet probabilisztikus volta miatt csak kerekítés után jelennének meg. Az elvárt valódi pontértékek jól láthatóan lineárisan állandóak, ami a kalibrációs következetesség fontos bizonyítéka. A várt valódi pontértékek közötti korreláció kevéssel maradt el a tökéletestıl (r = 0,9975). Felmerülhet az olvasóban a kérdés, mi az oka annak, hogy a korreláció mértéke, illetve a lineáris eltolás utáni pontérték azonosság alacsonyabb a megfigyelt pontértékeknél, mint a modell által elvárt valódi pontértékek esetében. Ez jelentıs mértékben annak tudható be, hogy míg a megfigyelt pontérték a helyes válaszok egyszerő aránya egy mintában, addig a valódi pontértékek számításakor használt modell az itemek közötti belsı korrelációkat is figyelembe veszi. A válaszarány értékelésekor továbbá azt feltételezzük, hogy mindegyik tesztlépés ugyanúgy mőködik: azonos mértékben tükrözi a mért konstruktumot, ezért az eredményekhez is ugyanolyan mértékben járul hozzá. Esetenként azonban találkozhatunk olyan feladattal, ami a gyengébbeket jutalmazza, míg a jókat bünteti. Tapasztalatom szerint a beszélı érzelmi viszonyulását gyakran a sekélyesebb tudással rendelkezı vizsgázók tudják pontosabban megállapítani valószínőleg azért, mert az idegen nyelvő szöveg részleteit nem értik jól, így az összképre nagyobb kapacitással tudnak koncentrálni. Egy ilyen rosszul, vagy fordítva diszkrimináló tesztlépés a lineáris elmozgatást nagyban befolyásolhatja. A kalibrációs következetesség vizsgálatakor tehát az elvárt valódi pontértékeket vettem alapul. Alapvetı azonban, hogy a modell helyességét is tudjuk igazolni. Mivel a mérési pontosság függ a becsült paraméterek számától, helyes gyakorlat a legkevesebb paraméterrel dolgozó modellel kezdeni a számításokat. Ennek megfelelıen ebben a kutatásban magam is a Rasch-modellbıl indultam ki és azt találtam, hogy a modell nem ad megfelelı leírást a válaszokról (R1c = 310,005; df = 100; p = 0,0000) már a két együtt vizsgált mintán sem. Ezzel szemben a diszkriminációs indexek bevezetése jelentısen javította a modell illeszkedését (R1c = 99,688; df = 100; p =
MÉRÉS TUDOMÁNY 11 0,4900), a gyakorlati szemponton túl tehát méréselméleti oka és megalapozottsága is volt a modellválasztásnak. Az eredmények Miután megbizonyosodtam arról, hogy a választott feladat alkalmas a két bank közötti kapcsolat létrehozására, a 2012. szeptemberi B2 és 2014. májusi B1 vizsgaidıszakon túl a két teljes itembankot annak összes vizsgázójával egy mérési körben egyidejőleg újrakalibráltam. Az így létrehozott teljes adathalmaz a minıségi ellenırzés után 563 tesztlépést és 40.394 vizsgázót foglalt magába. A minta nagysága ellenére az OPLM-modell illeszkedéspróbája nem érte el a szabadságfok kétszeresét (R1c* = 4914,137; df = 2465; p = 0,0000), ezért azt a gyakorlati célok megvalósítására alkalmas eszköznek ítéltem. A diszkriminációs indexek kiosztása és a kalibrálás után a fentiekhez hasonlóan a becsült értékeket a valódi paraméterként kezelve a modell alkalmazásával kiszámítottam a [-1, 1] képességszint spektrumban a valódi pontértékeket 0,01 logit osztásközökkel. Mind a B1, mind a B2 szint esetében megkerestem azt a képességszintet, ahol a valódi pontértékek azonosak az éles vizsgahelyzetben a megfelelési minimum (norma) által meghatározott valódi pontértékkel. A rajzolt teszt válaszgörbéket és a határoló értékeket a 4. ábrán a B2 esetében szaggatott, a B1 esetében pedig folytonos vonallal szemléltetem. 4. ábra A megfelelési minimumok és kiválasztott tesztek válaszgörbék viszonyulása A 4. ábra x-tegelye a logitban kifejezett képességszintet, y-tengelye pedig a relatív valódi pontértéket mutatja. Ez utóbbi esetében a relatív minısítés annyit jelent, hogy mivel az egyes tesztalakok nem azonos hosszúságúak voltak, tehát a megszerezhetı maximális pontszámuk eltérı volt, az y-tengely a tesztpontszám [0, 1] skálára súlyozott átalakítása. A relatív pontszám számításának képlete a következı:
12 MÉRÉS TUDOMÁNY Mivel a minimum pontszám minden esetben 0 volt, a képlet leegyszerősödik: a megfigyelt tesztpontszámot elosztjuk a maximális pontszámmal. Az ábrán nyolc vizsgaidıszakot vettettem össze. Azokat a vizsgaidıszakokat választottam ki, amelyek a cikk írásakor a legfrissebbek voltak. Az S-alakú görbék a teszt válaszgörbék, melyek azt mutatják meg, mely valódi képességszint érték esetében milyen relatív pontértéket várhatunk a modell alapján. (Az ábrán a mérési hiba nem szerepel, de azt figyelmen kívül hagynunk nem szabad). A görbék szerint a B1 szintő tesztalakok többsége könnyebb hiszen magasabb pontokat vár azonos képességszint mellett, mint a B2 vizsgák. Kivétel ez alól a 2012. májusi B1 feladatsor, melynek görbéje láthatólag lényegesen laposabb a többinél, így ebben az esetben minıségi problémák is felmerülhetnek az itemekkel kapcsolatosan. Általánosságban mégis az a megnyugtató kép rajzolódik ki, hogy a két bank egyenként viszonylag homogén, azonos minıségő, egymástól jól elkülöníthetı vizsgákból áll, tehát a tesztfejlesztés sikeres volt. Az ábra függıleges vonalai a megfelelési minimumokat jelölik. A sikeres vizsgához (a beszédértés vizsgarészen) a vizsgázónak legalább ezen a képességszinten kell lennie. A B2 vizsgák esetében a tesztek 58-64%-át, a B1 feladatsorokban pedig az összes kérdés 50-66%-át kellett helyesen megválaszolni a nehézség függvényében. Ezek a szinten belüli eltérések a vizsgafejlesztıi tréningek ellenére megmaradni látszanak, ezért különösen fontos a teszt egyenértékősítés, melynek szerepét több alkalommal magam is tárgyaltam (Lukácsi, 2013a, 2013b). A kutatás legfontosabb eredménye mégis az, hogy a különbözı szintek egymással közvetlenül összehasonlíthatóakká váltak. A számítások és az ábra alapján meg tudjuk mondani, hogy a két norma milyen távol van egymástól. A B2 és B1 szint közötti különbség most 0,13 logit, ami átlagos relatív pontértékben kifejezve kb. 10%. Ez a szakirodalomban publikáltaktól jelentısen elmarad (Galaczi, 2009; Lim, 2012), és felvetheti a határoló pontértékek felülvizsgálatának a szükségességét. A látens regresszió módszerét felhasználva (Verhelst & Verstralen, 2002) összehasonlítottam az egyes vizsgaidıszakok vizsgázói mintái alapján számított populációs képességszint átlagokat (5. ábra). Az 5. ábra a teszt válaszgörbékkel ábrázolt vizsgákat megíró vizsgázók átlagos képességszintjét mutatja. A vizsgaidıszakok ezúttal az x-tengelyen, a képességszint pedig az y-tengelyen látható. Az átlagok pontbecslések, az ezekhez tartozó hibahatárokat az értékeléskor figyelembe kell venni. A B2 vizsgázók lényegesen homogénebb csoportot alkotnak: a 2013. szeptemberi, decemberi, és a 2014. márciusi vizsgázók képességszintje gyakorlatilag azonos volt, ettıl a 2014. májusiak kis mértékben elmaradtak. A B1 vizsgázók ezzel szemben jelentıs eltéréseket mutatnak. A 2011. és 2013. májusi csoport képességszintje azonosnak tekinthetı, és lényegesen alacsonyabb, mint az összes többi vizsgázói csoporté. Ez önmagában érthetı, hiszen alacsonyabb szintő vizsgát is kíséreltek meg. Viszont a 2014. májusi, de különösen a 2012. májusi B1 vizsgázók képességszintje kiugróan magas volt: az összes együtt kezelt adat között a 2012. májusi B1 populáció rendelkezett a legmagasabb átlagos képességszinttel. Egy kvantitatív kutatás nem tud választ adni arra a kérdésre, miért oszcillál ilyen nagy mértékben a B1 vizsgázók képességszintje, és arra sem, hogy a páros évek vizsgázói miért a B1 szintet választják a B2 helyett, illetve hogyan tettek szert ilyen jó beszédértési képességre. Kvalitatív eljárásokkal, például kérdıíves módszerrel azonban a Vizsgaközpont értékes információhoz juthat egy célzott mintavételes kutatás keretei között.
MÉRÉS TUDOMÁNY 13 Következtetések 5. ábra A vizsgaidıszakok becsült populációs képességszint átlagai A jelen kutatás legalapvetıbb következtetése és eredménye az, hogy igazolta, vizsgafeladatok ismételt bevetésvel a konstruktum állandósága mellett eltérı szintő nyelvvizsgák nehézsége közvetlenül összehasonlíthatóvá válik. Ennek elıfeltétele, hogy az ismételt feladat statisztikailag azonosan viselkedı tesztlépésekbıl álljon. A válaszminták alapján történı modellépítés további bizonyítékkal szolgált arra, hogy bár a Rasch-modell elméleti megalapozottsága megkérdıjelezhetetlen, az éles vizsgahelyzetben győjtött item-válaszokat pontatlanul írja le. Ennek egyik oka az lehet, hogy az idegen nyelvi mérés középpontjában a vizsgázó nyelvtudása áll, errıl kell a lehetı legpontosabb képet nyernünk: válaszmintája alapján vizsgázó post hoc kizárása a hatályos jogi keretek között gyakorlatilag lehetetlen. A Rasch-modell erıssége a mérıeszköz fejlesztésében mutatkozik meg, amikor fejlesztések és próbák sorozatos ismétlésével a lehetı legjobb tesztet szeretnénk kidolgozni. Másik jelentıs eredmény, hogy az OPLM-modellel leírt feladatsorok (4. ábra) fejlesztése sikeres volt: a B1 vizsga feladatai könnyebbek voltak a B2 szint feladatainál. Magyarországon jelenleg nem engedélyezett a több nyelvi szintet átfogó vizsgák akkreditációja. Példaként az IELTS vagy a TOEFL nyelvvizsgát lehet itt megemlíteni, ahol a nyelvet alacsony és a magas szinten beszélı vizsgázók ugyanazt a feladatsort kapják, majd a helyes válaszaik függvényében kapnak egy pontszámot, amit a felhasználó (egyetem vagy munkahely) kiértékel. Ebben az esetben számos olyan tesztlépés is szerepel a feladatsorban, ami a vizsgázó nyelvi szintjétıl jelentısen eltér, így a válaszok információtartalma csekély. A célzott nyelvvizsga erıssége éppen a mérési hiba csökkentésében rejlik. A kutatás arra is rámutatott, hogy a vizsga nehézségének legfontosabb mutatója, a norma (határoló pontérték, megfelelési minimum) hogyan viszonyul egymáshoz a két szinten. Azt találtam, hogy a B2 és B1 vizsgák normái meglehetısen közel helyezkednek el egymáshoz. Ez a közelség természetesen tükrözheti a Vizsgaközpont álláspontját: végsı soron a KER önálló
14 MÉRÉS TUDOMÁNY nyelvhasználó sávján belüli két szintrıl van szó. Eltérés mutatkozik azonban a szakirodalomban publikált szintek közötti távolság, és a kutatásban kirajzolódó különbség között, ami feltétlenül fontos információ a fejlesztı csoport számára. Az elvárásokkal némiképp ellentétes eredményre vezetett a kutatás látens regresszióval foglalkozó része. A legjobb képességő csoport nem a nehezebb vizsgaszintet megkísérlık közül került ki, hanem a 2012. májusi alapfokú vizsgázók képezték. További háttértudás, a vizsgázók pontosabb megismerése segíthet feltárni, mi az oka a B1 vizsgázói szinten szembetőnı periodicitásnak, illetve a kérdéses csoport igen magas felkészültségének. Felhasznált irodalom Briggs, D. C., & Domingue, B. (2013): The gains from vertical scaling. Journal of Educational and Behavioral Statistics, 38(6), 551-576. Crocker, L., & Algina, J. (2008): Introduction to Classical and Modern Test Theory. Mason, OH: Cengage Learning. Európa Tanács. (2001): Közös Európai Referenciakeret: Nyelvtanulás, nyelvtanítás, értékelés. Budapest: OM-PTMIK. Galaczi, E. (2009. június): Quantitative and qualitative methodologies in the development of rating scales for speaking. Elıadás a 6. EALTA Konferencián, Turku, Finnország. Guskey, T. R. (1981): Comparison of a Rasch model scale and the grade equivalent scale for vertical equating of test scores. Applied Psychological Measurement, 5(2), 187 201. Hanson, B. A. & Beguin, A. A. (2002): Obtaining a common scale for IRT item parameters using separate versus concurrent estimation in the common-item equating design. Applied Psychological Measurement, 26(1), 3 24. Holland, P. W., & Dorans, N. J. (2006): Linking and equating. In R. L. Brennan (Ed.), Educational measurement (4th ed., pp. 187 220): Westport, CT: Praeger Publishers. Holmes, S. E. (1982): Unidimensionality and vertical equating with the Rasch model. Journal of Educational Measurement, 19(2), 139 147. Kenyon, D. M., MacGregor, D., Li, D., & Cook, H. G. (2011): Issues in vertical scaling of a K-12 English language proficiency test. Language Testing, 28(3), 383-400. Kim, S.-H., & Cohen, A. S. (2002): A comparison of linking and concurrent calibration under the graded response model. Applied Psychological Measurement, 26(1), 25 41. Kolen, M. J. (2007): Data collection designs and liking procedures. In N. J. Dorans, M. Pommerich, & P. W. Holland (Eds.), Linking and aligning scores and scales (pp. 31-56): New York, NY: Springer. Kolen, M. J., & Brennan, R. L. (2004): Test equating, scaling, and linking. Methods and practices (2nd ed.): New York: Springer. Lim, G. S. (2012): Developing and validating a mark scheme for Writing. Cambridge ESOL: Research Notes, 49, 6-10. Lloyd, J. E. V. (2010): Construct commensurability and the analysis of change. Educational and Psychological Measurement, 70(2), 252-266. Lukácsi, Z. (2012): Illeszkedés és alkalmazhatóság: A modern tesztelméleten alapuló számítógépes programcsomagok képességszint-becslése avagy hogyan mérjünk a nyelvvizsgán (1. rész): Nyelvvilág, 12, 5-21. Budapest: BGF. Lukácsi, Z. (2013a): Different candidates in different language examination periods. In J. Dombi, J. Horváth, & M. Nikolov (Eds.), UPRT 2013: Empirical studies in English applied linguistics (pp. 134-156): Pécs: Lingua Franca Csoport. Lukácsi, Z. (2013b): Teljesítmény vs. eredmény: Adatfeldolgozási eljárások hatásai nyelvvizsgák értékelésében In M. Silye (Ed.), Porta Lingua 2013: Innováció és nemzetközi együttmőködés a szaknyelv oktatásában és kutatásában (pp. 321-329): Debrecen: SZOKOE.
MÉRÉS TUDOMÁNY 15 Lukácsi, Z. (2014): Eltérı nehézségő vizsgák, eltérı képességő vizsgázók: A látens regresszió avagy hogyan mérjünk a nyelvvizsgán (3. rész): Nyelvvilág, 14, 16-24. Budapest: BGF. Martineau, J. A. (2006): Distorting value added: The use of longitudinal, vertically scaled student achievement data for growth-based, value-added accountability. Journal of Educational and Behavioral Statistics, 31(1), 35-62. O Brien, M. L., & John, D. (1984): Applying and evaluating Rasch vertical equating procedures for out-of-level testing. Elıadás az Eastern Educational Research Association Konferencián, West Palm Beach, USA. Pomplun, M., Omar, MD. H., & Custer, M. (2004): A Comparison of Winsteps and Bilog-Mg for vertical scaling with the Rasch Model. Educational and Psychological Measurement, 64(4), 600-616. Rasch, G. (1973): All statistical models are wrong! Rasch Measurement Transactions, 2, 36. Schaie, K. W., Maitland, S. B., Willis, S. L., & Intrieri, R. C. (1998): Longitudinal invariance of adult psychometric ability factor structures across 7 years. Psychology and Aging, 13, 8-20. Stocking, M. L., & Lord, F. M. (1983): Developing a common metric in item response theory. Applied Psychological Measurement, 7, 201-210. Verhelst, N. (2004): Section G: Item response theory. Reference supplement to the preliminary pilot version of the Manual for relating language examinations to the CEFR for languages: Learning, teaching, assessment. Language Policy Division, Strasbourg. Verhelst, N. D., & Verstralen, H. H. F. M. (2002): Structural analysis of a univariate latent variable (SAUL): Theory and a computer program. Arnhem: CITO. Ye, M., & Xin, T. (2014): Effects of item parameter drift on vertical scaling with the nonequivalent groups anchor test (NEAT) design. Educational and Psychological Measurement, 74(2), 227-235.
16 NYELVÉSZET NYELVPEDAGÓGIA Az igazságügyi nyelvészet pragmatikai kérdései DR. POLCZ KÁROLY KKK 1. Bevezetı Az igazságügyi nyelvészet, vagy más terminussal törvényszéki nyelvészet (forensic linguistics), az alkalmazott nyelvészet speciális területe, amely a nyelvészet eszközrendszerét és tudástárát használja fel arra, hogy a jogi kontextusban felmerülı, nyelvhasználattal kapcsolatos kérdésekre választ adjon (McMenamin 2002: 41). Fontosabb területei: jogi szövegek vizsgálata (törvények, jogszabályok, egyéb jogi természető dokumentumok sajátosságai), igazságügyi fonetika (a beszélı azonosítása fonetikai jellemzık alapján), szerzıségi vizsgálatok (adott írásmő szerzıjének azonosítása, plágium megállapítása), gyanúsítottak azonosítása egyéni nyelvhasználati jegyek alapján, nyelvi profilalkotás, nyelvi bizonyítékok (búcsúlevél, végrendelet, vallomás stb.) vagy súlyosabb esetben nyelvi bőncselekmények 1 (fenyegetés, felbujtás, zsarolás stb.) írott vagy hangzó szövegeinek elemzése. Az igazságügyi nyelvészet gyakorlatilag a nyelvészet összes területét alkalmazza: fonetika, fonológia, morfológia, szintaxis, szemantika, pragmatika, diskurzuselemzés és stilisztika. Jelen tanulmány célja az igazságügyi nyelvészet pragmatikai vonatkozásainak bemutatása javarészt angol nyelvő szakirodalom és példák 2 alapján. E rövid bevezetı után a 2. pontban tisztázom a szemantikai és pragmatikai jelentés közötti különbségeket az igazságügyi nyelvészet szempontjából. A 3. részben konkrét példákon keresztül a szándékolt és a szándékolatlan jelentés lehetséges interpretációit tárgyalom Grice (1975) együttmőködési elve és a beszédaktus-elmélet tükrében. A 4. rész a nyelvi manipulálás azon pragmatikai eszközeivel foglalkozik, amelyeket a jogi szakma professzionális nyelvhasználói alkalmaznak a tanúk presszionálására, hiteltelenítésére, illetve arra, hogy a történteket saját érdeküknek megfelelıen tárják a bíróság elé. 2. A szemantikai és a pragmatikai jelentés a törvényszéki nyelvészetben Morris (1938) különbséget tett a pragmatikai és a szemantikai jelentés között. A szemantikai jelentés a jel és annak vonatkozása közötti viszonyra utal, azaz a beszélıtıl és a kontextustól független jelentés alapvetıen kompozicionális természető. Ez azt jelenti, hogy egy adott mondat jelentése megegyezik a nyelvi összetevıinek jelentésével (Frege 1980). Ezzel szemben a jel és a jelhasználó viszonyában létrejövı pragmatikai jelentés mindig következtetési folyamat eredménye, vagyis a hallgató a beszélı által szándékolt jelentést a szőkebb vagy tágabb kontextusból, illetve a beszédhelyzetbıl következteti ki. A szemantikai és a pragmatikai jelentés közötti különbséget jól példázza a következı angol nyelvő megnyilatkozás, amelyet egy rendırtiszt intézett az autóvezetı felé: Does the trunk open? (Nyílik a csomagtartó?) (Solan és Tiersma 2005: 24). A szemantika szemszögébıl vizsgálva a megnyilatkozás jelentése egyenlı a benne foglalt nyelvi elemek szótári jelentésével, tehát a beszélı arra kíváncsi, hogy ki lehet-e nyitni a csomagtartót, vagyis hogy a csomagtartó mőködik-e. A szituáció ismeretében viszont a hallgató arra is következtethet, hogy a beszélı megnyilvánulása a csomagtartó felnyitására vonatkozó utasítás. Ez utóbbi a pragmatikai jelentés. E különbségtétel 1 Nyelvi bőncselekmény - language crime: Roger Shuy terminusa (1993: 1) 2 Az angol nyelvő példák helyenként szó szerinti, magyartalan fordítását a nyelvi elemzések minél jobb érthetıségére való törekvés indokolja.
NYELVÉSZET NYELVPEDAGÓGIA 17 nemcsak a mindennapi kommunikációban, de jogi kontextusban is rendkívüli jelentıséggel bír, ahogy ezt a késıbbiekben is látni fogjuk. A pragmatikai jelentés tanulmányozásakor összpontosíthatunk a beszélı által szándékolt jelentésre (Yule 1996), illetve a hallgató által kikövetkeztetett jelentésre (Sperber és Wilson 1986). Az elsı megközelítés azt vizsgálja, hogy a nyelvhasználók hogyan hoznak létre olyan jelentéseket, amelyek túlmutatnak a nyelvileg kódolt jelentésen, azaz a szavak szótári jelentésén, míg a másik irányzat azt helyezi elıtérbe, hogy a hallgatók hogyan képesek kikövetkeztetni a nem kimondott, mögöttes tartalmakat. Bár a szemantikai és a pragmatikai jelentés között nem vonható éles határ, a törvényszéki szemantika általában a törvények, az esküdteknek adott utasítások, rendırségi figyelmeztetések és egyéb jogi szövegek érthetıségének vizsgálatára szorítkozik (McMenamin 2002: 73), míg a törvényszéki pragmatika azokat a többletjelentéseket vizsgálja a gyanúsítottak, vádlottak, bőnelkövetık és egyéb személyek kommunikációjában, amelyekkel akaratlanul is felfedhetik valós szándékukat. Egy másik érdekes területe az igazságügyi pragmatikai vizsgálatoknak az ügyvédek, ügyészek, rendırök és egyéb hivatalos személyek professzionális nyelvhasználata, amelynek segítségével tudat alatt befolyásolhatják a laikus nyelvhasználókat, kedvezı vagy kedvezıtlen színben tüntethetik fel a gyanúsítottakat, tanúkat vagy a vádlottakat. 3. A jelentés interpretációja A szövegpragmatika az igazságügyi nyelvészek körében is érdeklıdésre számot tartó területe annak vizsgálata, hogy van-e elrejtızött, kimondatlan tartalom a szövegben (Nagy 1980: 18). Az igazságügyi nyelvészetben a mögöttes vagy rejtett jelentés két aspektusa, a szándékolt és a szándékolatlan jelentés kap fontos szerepet. Ahogy a fenti példából is láttuk, a rendırtiszt valószínőleg nem arra volt kíváncsi, hogy a csomagtartó valóban mőködik-e, hanem inkább arra, hogy mi van benne. Tehát ebben az esetben a mögöttes jelentés szándékolt: a rendır arra akarja rávenni a sofırt, hogy nyissa fel a csomagtartót. Léteznek azonban olyan esetek is, amikor a nyelvhasználó kommunikációjában olyan rá nézve terhelı jelentéstartalmak bújnak meg, amelyeket nem állt szándékában a hallgató tudomására hozni. Ez utóbbi a szándékolatlan jelentés, amely rendkívüli jelentıséggel bír az igazságügyi nyelvész számára. 3.1 Grice együttmőködési elvének alkalmazása az igazságügyi nyelvészetben Grice (1975) szerint a zökkenımentes társalgást az együttmőködés elve vezérli, amely kimondja, hogy a beszédpartnerek úgy járuljanak hozzá a társalgáshoz, ahogy azt a beszédhelyzet megköveteli. Ennek érdekében a következı négy társalgási maximát szükséges betartani. 1. A mennyiség maximája: a beszédpartnerek megfelelı mértékben legyenek informatívak, de ne legyenek a kelleténél informatívabbak. 2. A minıség maximája: a beszédpartnerek tartózkodjanak a hamis kijelentésektıl. 3. A relevancia maximája: a beszédpartnerek legyenek relevánsak, maradjanak a tárgynál. 4. A mód maximája: a beszédpartnerek kerüljék a kétértelmőséget, törekedjenek a tömörségre. A maximák betartása segíti a nyelvhasználókat a helyes következtetések levonásában, a maximák megszegésével azonban bizonyos többletjelentések, ún. társalgási implikatúrák keletkeznek (1975: 45 46). A Grice-féle maximák diskurzuspragmatikai elemzésének az igazságügyi nyelvészetben azért van fontos szerepe, mert a nyelvész olyan szándékolt vagy szándékolatlan többletjelentéseket tárhat fel, amelyek rávilágíthatnak a nyelvhasználó valódi szándékára. Ennek illusztrálására a következıkben megvizsgálunk néhány példát az igazságügyi nyelvészet gyakorlatából.
18 NYELVÉSZET NYELVPEDAGÓGIA Elsıként térjünk vissza a 2. pontban említett rendırtiszt esetére, aki ki akarta nyittatni a sofırrel a csomagtartót, de ravasz módon csupán arról érdeklıdött, hogy ki lehet-e nyitni azt. Az adott beszédhelyzetben a rendırtisztnek semmi oka nem volt a csomagtartó mőködése felıl érdeklıdni, tehát a megnyilatkozása nem tekinthetı relevánsnak, így megsértette a relevancia maximáját. A sofır azonban az együttmőködés elvének követésével a rendır megnyilatkozását relevánsnak vélte, és az eldöntendı kérdést a csomagtartó felnyitására vonatkozó utasításként értelmezte. A megnyilatkozás értelmezésének kérdése azért is fontos, mert a jogszerőtlenül beszerzett bizonyíték nem használható fel a bíróságon. A védelem érvelhet úgy is, hogy a vádlott parancsként értelmezte a megnyilatkozást, vagyis nem saját akaratából cselekedett, ezért az így szerzett bizonyíték felhasználhatósága a bíróságon kérdésessé válik. Ebben az esetben a legfelsıbb bíróság úgy döntött, hogy a sofır saját akaratából cselekedett, így a csomagtartóban talált bizonyítékokat elfogadhatónak találták. A rendırtiszt bár olyan nyelvi szerkezetet használt, amely inkább az információkérésre jellemzı, semmint az utasításra az adott kontextusban mégis létrehozta az utasítás jelentését, amivel sikeresen lépre csalta a gyanúsítottat. Alapos nyelvészetipragmatikai elemzés, az utasítás és az információkérés közötti különbség tisztázása talán segíthetett volna a vádlotton (l. Solan és Tiersma 2005). A fenti eset pragmatikai elemzése arra világít rá, hogy a rendırtiszt megnyilatkozásának többletjelentése feltehetıen szándékolt volt. A szándékolatlan jelentés feltárása még ennél is nagyobb kihívást jelent az igazságügyi nyelvész számára. Jogi kontextusban a felek nem feltétlenül akarnak együttmőködni, érdekeik ütköznek, szándékosan túloznak, ironizálnak stb. A legnagyobb problémát a hamis állítások, tanúvallomások jelentik. Az a nyelvhasználó, aki valótlanságot állít, akaratlanul, vagyis szándékolatlanul olyan jelentéseket hozhat létre, amelyek felfedik a valós szándékát. A kommunikáció tele van olyan megfogalmazásokkal, amelyek egy kívülálló számára nem egyértelmőek, a beszédpartnerek viszont mégis gond nélkül megértik egymást, mert birtokában vannak bizonyos háttérismereteknek. Coulthard és Johnson (2007: 128 129) arra hívja fel a figyelmet, hogy azért nem lehet természetesen hangzó színpadi szöveget írni, mert a közlés valódi címzettjei nem a mőben szereplı karakterek, hanem a közönség, akiknek olyan háttérinformációkra is szükségük van, amelyek a karakterek közötti dialógusban a közös háttérismeret miatt redundánsak. Az állandó redundancia miatt azonban a szöveg mesterkélt lesz. A Grice-féle együttmőködési elv tükrében vizsgálódva azt mondhatjuk, hogy a színpadi karakterek szükségtelen információkat közölnek, vagyis túlságosan is explicitek, így megsértik a mennyiség maximáját. Igazságügyi kontextusban is hasonló a helyzet, hiszen a vádlottnak, illetve az ügyvédjének egy olyan harmadik felet, a bírót vagy az esküdtszéket kell meggyızniük az igazukról, akik egy színpadi mő vagy film közönségéhez hasonló szerepet töltenek be. Mint kívülállóknak meg kell érteniük és véleményt kell alkotniuk az elhangzottakról. Az a fél, aki például bizonyítékot hamisít, arra törekszik, hogy az általa létrehozott szöveg egyértelmő legyen az esküdtszék vagy a bíró számára. A hibát akkor követi el, amikor megpróbálja elkerülni a természetes kommunikációra jellemzı kétértelmőséget. Jól példázza ezt a következı részlet egy hamisított telefonbeszélgetésbıl. 1. példa [...] B: Meglepi, hogy felhívtam, ahelyett hogy személyesen látogattam volna meg, ahogy kérte a telefonon hagyott üzenetében tegnap? A: Nem, nem vagyok meglepve [...].
NYELVÉSZET NYELVPEDAGÓGIA 19 B: Egy rémálom az életem maga miatt, de nem fogok alkalmat adni arra, hogy valamiért ismét gyanúba keverjen vagy összeverjen, ahogy két kollégájával tette, mikor a Newston börtöntıl mérföldekre magamra hagyott. Csak közlöm magával, mint bizonyára maga is tudja, panasszal éltem maga és a két nyomozótársa ellen. (Coulthard és Johnson 2007: 129, ford.: PK) Könnyen belátható, hogy a fenti beszélgetés aláhúzott részei nem jellemzıek a természetes társalgásra, hiszen ezekkel B beszélı folyamatosan megsérti a mennyiség és a relevancia maximáját. Több ízben is olyan információkat ad A tudtára, amelyek nyilvánvalóan ismertek A számára, így ezek nem relevánsak. A bizonyíték hamisítója explicitté teszi a redundáns információkat, ezzel akaratlanul is leleplezi magát. A szándékolatlan jelentés az együttmőködési elv és a társalgási maximák megsértésében érhetı tetten (Coulthard és Johnson 2007: 129 130). A Grice-féle maximákat gyakran hívják segítségül a termékeken lévı figyelmeztetések értelmezhetıségének megállapításában. Tiersma szerint (2002) gyakran elıfordul, hogy a gyártó a reklámban vagy a nagybetős termékleírásban valami pozitívumot állít a termékrıl, amit aztán cáfol a termékén található apró betős figyelmeztetés. Ez történt a Super Armorplate (Szuper páncéllemez) fantázianév alatt forgalmazott szemüveglencsék esetében. A nagybetős név azt sugallja, hogy a lencse törhetetlen, míg az apró betős rész arra figyelmeztet, hogy a lencse ellenáll az ütésnek, de nem törhetetlen. A gyártót az apró betős figyelmeztetés miatt perelték be, amellyel megszegte a relevancia elvét. Tiersma szerint, ha a fogyasztó két ellentétes üzenettel szembesül, akkor mindkettıt relevánsnak tekintheti. A terméken található egyik feliratból arra lehet következtetni, hogy a lencsék valóban törhetetlenek. A gyártó el is vesztette a pert (2002: 58). Tiersma (2002) egy hasonló problémára hívja fel a figyelmet a cigarettásdobozon található figyelmeztetésekkel kapcsolatban: Cigarette smoke contains carbon dioxide (A cigarettafüst széndioxidot tartalmaz). Számos per indult a dohánygyárak ellen arra való hivatkozással, hogy a figyelmeztetés nem kielégítı. Tiersma (2002) úgy érvelt, hogy a szöveg megszegi a mennyiség maximáját, azaz nem közöl elegendı mennyiségő explicit információt a termék veszélyességérıl. A veszély megértéséhez ugyanis egy viszonylag bonyolult következtetési folyamatra van szükség, amire nem biztos, hogy minden felhasználó képes. A hasonló perek és a törvényi szabályozás hatására a dohánytermékeken található figyelmeztetéseket mára már egyértelmővé tették a gyártók, tiszteletben tartva a mennyiség és a relevancia maximáját: pl. Smoking kills! (A dohányzás öl!) John Olsson (2008) részletesen foglalkozik azzal, hogy a telefonkezelı milyen nyelvi jelekbıl következtethet a beérkezı vészhívás valóságtartalmára. Valódi vészhelyzet esetén a telefonáló teljes mértékben együttmőködik a telefonkezelıvel. Ez azt jelenti, hogy a kérdésekre azonnali pontos, releváns válaszokat ad, közli, hogy mi és hol történt, valamint meghatározza a saját kapcsolatát vagy viszonyát a történtekhez. A hívó fél együttmőködési készségét az is jelzi, hogy a beszédlépések között átfedések vannak, vagyis a hívó fél nem vár arra, hogy a telefonkezelı befejezze a kérdést, jellemzı, hogy a szavába vágva válaszolja meg azt. Ezzel szemben a nem valós vészhelyzet nyelvezetére jellemzı a pontatlan információközlés, a beszédlépések közötti viszonylag hosszabb szünetek, hezitálások, a telefonáló nem közli a saját viszonyát a történtekhez, a megnyilatkozások intonációja emelkedı, ami az angol nyelvben általában a beszélı bizonytalanságára enged következtetni. Vizsgáljuk meg a következı két dialógust. 2. példa 3. példa A: Tőzoltóság. A: Jó napot, tőzoltóság, miben segíthetek? B: Ah, mh, ég a sufnink a kert végében. B: [nem szól] A: Értem. Kérem a címet! A: Jó napot! B: 172 Smith Street Mt Pleasant. B: Jó napot! Tőz van a Bennets Bowling
20 NYELVÉSZET NYELVPEDAGÓGIA A: 172 Smith Street Mt Pleasant? Green-ben. B: Igen. B: Hol? A: Rendben. Mi a telefonszáma? A: A Bennets Bowling Green-ben. B: 555... B: Bennets Bowling Green? A: Igen, 555... Rendben, azonnal indulunk. A: Igen. B: Uhm. Értem. A Bennets-ben hol? A: A telken. B: Az utcán van? A: Nem, a Bowling Green-ben. [...] B: Mi ég a Bowling Greenben.? A: Igen. Hát. Az a fedett rész vagy mi. (Olsson 2008: 136 138, ford.: PK) A telefonáló az 1. dialógusban némi hezitálás után pontosan meghatározza a történtekhez való viszonyát:...ég a sufnink a kert végében. Másképpen fogalmazva arra utal, hogy ı a tulajdonosa annak az objektumnak, amely lángra kapott. A 2. dialógusban a telefonkezelı rögtön egy üres beszédlépéssel szembesül, vagyis a telefonáló nem reagál azonnal az üdvözlésre és a kérdésre. A csend gyanúra ad okot, egyrészrıl azért, mert jelzi, hogy a segélykérés nem sürgıs a telefonálónak, másrészrıl pedig bizonytalanságot sugall. Az 1. dialógusban a telefonáló üdvözlés nélkül rátér a hívás okára, míg a 2. dialógusban három üdvözlés is elhangzik, mire megtudjuk a hívás okát. Hasonlítsuk össze a következı két megnyilatkozást! Ég a sufnink...! Tőz van...! Az 1. dialógusban az ég szó konkrétabban utal a vészhelyzetre, mint a tőz van kifejezés, amely csupán a tőz létére utal. Ez utóbbi megint csak a bejelentett helyzet sürgısségét és veszélyes voltát kérdıjelezi meg. Az 1. dialógust gyors, pontos információadás jellemzi, míg a 2. dialógusban a tényközlés feltőnıen pontatlan és lassú, a telefonkezelınek több kérdést is fel kell tennie, hogy kiderítse a történteket. Összegezve a fentieket, úgy tőnik, hogy az elsı telefonáló együttmőködési készsége viszonylag magas, a 2. telefonálóé pedig viszonylag alacsony. Ha a bemutatott nyelvi jellemzık közül csak 1-2 van jelen, az természetesen még nem utal egyértelmően sem a hívás tartalmának valódiságára, sem pedig arra, hogy a telefonáló rosszhiszemő. Több jellemzı együttes elıfordulásából azonban a telefonkezelı következtetéseket vonhat le a hívás igazságtartalmára vonatkozólag. Ez fıleg akkor fontos, ha azonos idıben több vészhívás is érkezik, és a telefonkezelınek el kell döntenie, hogy melyik vészhelyzet élvezzen elsıbbséget (Olsson 2008: 129 141). 3.2 A beszédaktus-elmélet alkalmazása az igazságügyi nyelvészetben Az elsısorban Austin (1962) és Searle (1969, 1975) nevéhez főzıdı beszédaktus-elmélet alapgondolata az, hogy amikor a nyelvhasználó különbözı beszédaktusokat hoz létre, akkor tulajdonképpen cselekszik is. Ha kérünk, utasítunk, ígérünk stb. akár szóban, akár írásban, bizonyos feltételek teljesülése esetén megvalósul a kérés, az utasítás vagy az ígéret stb. cselekedete. Ebben a megvilágításban tehát a beszédaktus nyelvi cselekedeteink legkisebb önálló funkcióval bíró egysége (Szili 2004: 65). Bőncselekményeket mint például fenyegetés, zsarolás, rágalmazás stb. is el lehet követni pusztán nyelvi eszközökkel, mégpedig a megfelelı beszédaktus sikeres létrehozásával (Shuy 1993; Coulthard és Johnson 2007). Ezeket Shuy (1993: 1) nyelvi bőncselekmények -nek nevezi. A törvény pontosan meghatározza, hogy milyen feltételeknek kell teljesülniük, hogy a verbális bőncselekmény, vétség vagy szabálysértés megvalósuljon. A rágalmazást például a törvény