Popper Karl - La Logica de la Investigacion Cientifica
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378 La lógica de la investigación científica P(y) = 0; más en particular: en la interpretación lógica del sistema de que se trate, siempre que x se siga de y, P{x, y) = 1, incluso cuando P(y) = 0. Así pues, no hay razón alguna para dudar de que nuestra definición es válida para lenguajes que contengan tanto enunciados singulares como leyes universales, aunque todas estas últimas tengan probabilidad nula; como ocurre, por ejemplo, si empleamos la función de medida m de Kemeny, postulando que P(«) = jn{x). (En el caso de nuestras definiciones de E y C no existe la menor necesidad de partir de una atribución de igual peso a los «modelos»: cf. KE MENY, op. cit., pág. 307 ; por el contrario, habría que considerar semejante punto de partida como una desviación de la interpretación lógica, ya que violaría la igualdad de las independencias lógica y probabilística que hemos exigido más arriba, en 3.) 5. He aquí el segundo punto. Entre los desiderata derivados, el que se indica a continuación no se satisface por todas las definiciones de «a; está confirmado por y» que se han propuesto por otros autores, y, por ello, puede mencionársele por separado como décimo desideratum " : (X) Si X está confirmado —o corroborado, o apoyado— por y, de suerte que C{x, y) > O, entonces: a) x queda siempre quebrantado por y (es decir, C{x y) < Q, y b) x queda siempre quebrantado por y (o sea, Q{x, j) < 0). Me parece claro que este desideratum constituye una condición de adecuación indispensable, y que toda definición que se proponga y no lo satisfaga será paradójica desde un punto de vista intuitivo. Tercera nota siobre grado de corroboración o confirmación En esta nota quiero hacer diversos comentarios sobre el problema del peso de los datos y sobre las contrastaciones estadísticas. 1. La teoría de la corroboración —o «confirmación»— propuesta en las dos notas anteriores sobre «grado de confirmación» ^, es capaz de resolver fácilmente el llamado problema del peso de datos. Quien primeramente suscitó este problema fue Peirce; Keynes lo ha discutido con algún detalle (este autor solía hablar de «peso de un argumento» o de «volumen de datos»), y hemos tomado el término «peso de datos» de J. M. Keynes e I. J. Good''. Cuando se considera ' Compárese la observación que hago en este Journal, 1954, 5, fin del primer párrafo de la pág. 144. '• En este Journal, 1954, 5, págs. 143, 324 y 359, y 1957, 7, 350; véanse, asimismo, 1955. 6, y 1956, 7, págs. 244 y 249. En cuanto al primer párrafo de la «Segunda nota», es preciso añadir una referencia a un trabajo de R. CARNAP e Y. BAR- HiLLEL, «Semantic Information», en este Journal, 1953, 4, págs. 147 y sigs. Además, la primera frase de la nota 1 de la pág. 351 debe decir: «Op. cit., pág. 83», en lugar de como lo hace actualmente, ya que me refiero a la tesis del doctor Hamblin. * (Esta última corrección se ha introducido en la versión que reproducimos en este libro.) ' Cf. C. S. PEIRCE, Collected Papers, 1932, t. 11, pág. 421 (publicado por primera vez en 1878); J. M. KEYNES, A Treatise on Probability, 1921, págs. 71 a 78 http://psikolibro.blogspot.com
Corroboración, peso de los datos y contrastes estadísticos 379 el «peso de datos» dentro de la teoría subjetiva de la probabilidad se ve uno conducido a determinadas paradojas, que, en mi opinión, no se pueden resolver dentro del marco de dicha teoría. 2. Cuando hablo de teoría subjetiva de la probabilidad —o de la interpretación subjetiva del cálculo de probabilidades— me refiero a una teoría que interpreta la probabilidad como una medida de nuestra ignorancia, de nuestro conocimiento parcial o —digamos— del grado de racionalidad de nuestras creencias a la vista de los datos de que disponemos. (Quizá sea oportuno indicar, entre paréntesis, que el término más corriente de «grado de creencia racional» puede ser síntoma de una ligera confusión, ya que lo que se pretende decir es «grado de racionalidad de una creencia». La confusión surge del modo siguiente: en primer lugar, se explica la probabilidad como una medida de la fuerza o intensidad de una creencia o convicción —medible, por ejemplo, por lo dispuestos que estemos a arrostrar los riesgos inherentes a una apuesta—; luego se cae en la cuenta de que, en realidad, la intensidad de nuestra creencia depende a menudo más de nuestros deseos o nuestros temores que de argumentos racionales : y, de este modo, en virtud de una leve modificación, se interpreta luego la probabilidad como la intensidad —o el grado— de una creencia en la medida en que es justificable racionalmente; pero, una vez en esta etapa, es patente que la referencia a la intensidad de una creencia —o a su grado— es superfina, de modo que debería remjjlazarse «grado de creencia» por «grado de racionalidad de una creencia». No deben tomarse estas observaciones como si quisieran decir que estoy dispuesto a aceptar cualquier forma de la interpretación subjetiva: véase, más adelante, el punto 12, así como el capítulo *II de mi Postscript: After Twenty- Years.) 3. En aras de la concisión explicaré el problema del peso de los datos dando simplemente un ejemplo de las paradojas a que antes he aludido: ejemplo que puede llamarse la «paradoja de los datos idealesy). Sea z una moneda determinada, y sea a el enunciado «la tirada «-ésima (hasta el momento no observada) de z saldrá caras». En la teoría subjetiva puede suponerse que la probabilidad absoluta (o previa) del enunciado a es igual a 1/2, es decir, que (1) P(a) = 1/2 Sean ahora d unos datos estadísticos, esto es, un informe estadístico basado en la observación de miles —o quizá millones— de tiradas de z ; y admitamos que estos datos d sean idealmente favorables a la hipótesis de que z sea estrictamente simétrica —o sea, una «bue- (véanse también las págs. 321 y sigs., «el volumen de datos», y el índice), e I. J. GooD, Probability and the Weight of Evidence, 1950, págs. 62 y sig. Véanse también C. I. LEWIS, j4n Analysis of Knowlegde and Valuation, 1946, págs. 292 y sig., y R. CARNAP, Logical Foundations of Prohuhility, 19.'Í0, págs. ,'>54 y sigs. http://psikolibro.blogspot.com
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378 <strong>La</strong> lógica <strong>de</strong> <strong>la</strong> investigación científica<br />
P(y) = 0; más en particu<strong>la</strong>r: en <strong>la</strong> interpretación lógica <strong>de</strong>l sistema<br />
<strong>de</strong> que se trate, siempre que x se siga <strong>de</strong> y, P{x, y) = 1, incluso cuando<br />
P(y) = 0. Así pues, no hay razón alguna para dudar <strong>de</strong> que nuestra<br />
<strong>de</strong>finición es válida para lenguajes que contengan tanto enunciados<br />
singu<strong>la</strong>res como leyes universales, aunque todas estas últimas tengan<br />
probabilidad nu<strong>la</strong>; como ocurre, por ejemplo, si empleamos <strong>la</strong> función<br />
<strong>de</strong> medida m <strong>de</strong> Kemeny, postu<strong>la</strong>ndo que P(«) = jn{x). (En el<br />
caso <strong>de</strong> nuestras <strong>de</strong>finiciones <strong>de</strong> E y C no existe <strong>la</strong> menor necesidad<br />
<strong>de</strong> partir <strong>de</strong> una atribución <strong>de</strong> igual peso a los «mo<strong>de</strong>los»: cf. KE<br />
MENY, op. cit., pág. 307 ; por el contrario, habría que consi<strong>de</strong>rar semejante<br />
punto <strong>de</strong> partida como una <strong>de</strong>sviación <strong>de</strong> <strong>la</strong> interpretación<br />
lógica, ya que vio<strong>la</strong>ría <strong>la</strong> igualdad <strong>de</strong> <strong>la</strong>s in<strong>de</strong>pen<strong>de</strong>ncias lógica y probabilística<br />
que hemos exigido más arriba, en 3.)<br />
5. He aquí el segundo punto. Entre los <strong>de</strong>si<strong>de</strong>rata <strong>de</strong>rivados, el<br />
que se indica a continuación no se satisface por todas <strong>la</strong>s <strong>de</strong>finiciones<br />
<strong>de</strong> «a; está confirmado por y» que se han propuesto por otros autores,<br />
y, por ello, pue<strong>de</strong> mencionársele por separado como décimo <strong>de</strong>si<strong>de</strong>ratum<br />
" :<br />
(X) Si X está confirmado —o corroborado, o apoyado— por y,<br />
<strong>de</strong> suerte que C{x, y) > O, entonces: a) x queda siempre quebrantado<br />
por y (es <strong>de</strong>cir, C{x y) < Q, y b) x queda siempre quebrantado por y<br />
(o sea, Q{x, j) < 0).<br />
Me parece c<strong>la</strong>ro que este <strong>de</strong>si<strong>de</strong>ratum constituye una condición <strong>de</strong><br />
a<strong>de</strong>cuación indispensable, y que toda <strong>de</strong>finición que se proponga y no<br />
lo satisfaga será paradójica <strong>de</strong>s<strong>de</strong> un punto <strong>de</strong> vista intuitivo.<br />
Tercera nota siobre grado <strong>de</strong> corroboración o confirmación<br />
En esta nota quiero hacer diversos comentarios sobre el problema<br />
<strong>de</strong>l peso <strong>de</strong> los datos y sobre <strong>la</strong>s contrastaciones estadísticas.<br />
1. <strong>La</strong> teoría <strong>de</strong> <strong>la</strong> corroboración —o «confirmación»— propuesta<br />
en <strong>la</strong>s dos notas anteriores sobre «grado <strong>de</strong> confirmación» ^, es capaz<br />
<strong>de</strong> resolver fácilmente el l<strong>la</strong>mado problema <strong>de</strong>l peso <strong>de</strong> datos.<br />
Quien primeramente suscitó este problema fue Peirce; Keynes lo<br />
ha discutido con algún <strong>de</strong>talle (este autor solía hab<strong>la</strong>r <strong>de</strong> «peso <strong>de</strong><br />
un argumento» o <strong>de</strong> «volumen <strong>de</strong> datos»), y hemos tomado el término<br />
«peso <strong>de</strong> datos» <strong>de</strong> J. M. Keynes e I. J. Good''. Cuando se consi<strong>de</strong>ra<br />
' Compárese <strong>la</strong> observación que hago en este Journal, 1954, 5, fin <strong>de</strong>l primer<br />
párrafo <strong>de</strong> <strong>la</strong> pág. 144.<br />
'• En este Journal, 1954, 5, págs. 143, 324 y 359, y 1957, 7, 350; véanse, asimismo,<br />
1955. 6, y 1956, 7, págs. 244 y 249. En cuanto al primer párrafo <strong>de</strong> <strong>la</strong><br />
«Segunda nota», es preciso añadir una referencia a un trabajo <strong>de</strong> R. CARNAP e Y. BAR-<br />
HiLLEL, «Semantic Information», en este Journal, 1953, 4, págs. 147 y sigs. A<strong>de</strong>más,<br />
<strong>la</strong> primera frase <strong>de</strong> <strong>la</strong> nota 1 <strong>de</strong> <strong>la</strong> pág. 351 <strong>de</strong>be <strong>de</strong>cir: «Op. cit., pág. 83», en<br />
lugar <strong>de</strong> como lo hace actualmente, ya que me refiero a <strong>la</strong> tesis <strong>de</strong>l doctor Hamblin.<br />
* (Esta última corrección se ha introducido en <strong>la</strong> versión que reproducimos en este<br />
libro.)<br />
' Cf. C. S. PEIRCE, Collected Papers, 1932, t. 11, pág. 421 (publicado por primera<br />
vez en 1878); J. M. KEYNES, A Treatise on Probability, 1921, págs. 71 a 78<br />
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