Terme bíblic

Recerca estadística de la bíblia

també: Investigación estadística de la biblia

RECERCA ESTADÍSTICA DE LA BÍBLIA. La primera proposta d'un mètode estadístic per a la recerca bíblica es va fer en 1851 quan Augustus de Morgan va suggerir l'ús de la longitud mitjana de les paraules per a la comparació d'Hebreus amb les epístoles que comencen amb -Paul. . . " (Lord 1958: 282). Poc menys d'un segle després, van començar els estudis estadístics reals sobre l'autoria bíblica, estimulats pel treball d'Udny Yule sobre l'autoria de De Imitatione Christi.(Any Nou 1939). Els tres principals focus d'interès han estat el Pentateuco, Isaïes i les Epístoles Paulinas. Amb base en l'anàlisi estadística, s'ha afirmat que els primers vint-i-tres capítols del Gènesi s'ajusten a la Hipòtesi Documental (Chenique 1967; Houk 1983), i de la mateixa manera s'ha afirmat que ells (i de fet tot el llibre) no ( Radday i Shore 1985). S'ha afirmat que Isaïes no és d'una mà (Radday 1973), i que ho és (Adams i Rencher 1973). S'ha afirmat que Filipenses, Colosenses i 1 o 2 Tesalonicenses són d'una mà (Wake 1948) i que són de tres mans (Morton 1978). Per a citar a Tallentire (1971: 117):

Les conclusions a les quals s'arriba sobre l'estil, a través de metodologies computacionals, lluny de ser -definitives- en virtut de la seva objectivitat, són mútuament contradictòries.

Algunes conclusions poc fiables s'han derivat de dades errònies, moltes d'elles per un mètode estadístic erroni, però la majoria per una interpretació errònia. Sovint, tots dos resultats contradictoris són incorrectes en el sentit que cap és una inferència vàlida derivada de les dades. El fet que, fins ara, els resultats finals de la majoria de les recerques en aquesta àrea hagin estat seriosament defectuosos, no indica que els mètodes estadístics tinguin poc a contribuir als estudis bíblics, sinó més aviat que s'ha de tenir molt més cuidat en la seva aplicació i interpretació.

—

A. Preliminars

1. L'estat de les coses

2. Arguments en contra de l'ús d'estadístiques

3. Avaluació de la literatura

4. L'anàlisi de l'estil

B. Estudis d'autoria primerenca

1. de Morgan sobre Hebreus (1851)

2. Mendenhall sobre Shakespeare (1901)

3. Yule on D'Imitatione Christi (1939)

C. Estudis en el NT

1. Desperta a l'autoria de les epístoles paulinas (1948)

2. Grayston i Herdan sobre l'autoria de les pastorals (1959)

3. Morton sobre l'autoria de les epístoles paulinas (1963)

4. Kenny sobre estilometría (1986)

5. Neumann sobre l'autenticitat de les epístoles paulinas (1990)

D. Estudis de la Bíblia hebrea

1. El problema d'Isaïes

2. Composició oral i escrita: Bee (1971)

3. La hipòtesi documental

4. Altres recerques d'estil / uso

5. Ortografia en la Bíblia hebrea: Anderson i Forbes (1986)

E. Observacions finals

—

A. Preliminars

1. L'estat de coses. L'estat dels mètodes estadístics en la recerca bíblica està ben descrit per M. Trobi (1958: 28), substituint lingüista per erudit bíblic :

Alguns de nosaltres considerem qualsevol cosa amb abillament matemàtic com si fos una revelació de l'alt, mentre que uns altres la rebutgen de pla com un esforç per intimidar al [erudit bíblic] perquè accepti conclusions que no està en posició de verificar. Els toscos intents d'aplicar tècniques matemàtiques inadequades a problemes irrellevants, per tant, no sols fan perdre el temps als qui duen a terme la recerca, sinó que també augmenten la resistència entre [els erudits bíblics] als desenvolupaments que representen un progrés genuí.

La responsabilitat d'aquest estat de coses recau en els usuaris sovint reverencials de l'estadística, les exposicions entusiastes de la qual substitueixen amb freqüència l'afirmació per una explicació acuradament elaborada, i en els seus crítics, que amb freqüència registren subtileses tècniques en lloc d'abordar les qüestions fonamentals. Si s'agreguen algunes descàrregues ocasionals d'arguments ad hominem, no és d'estranyar que el desconcertat no combatent abandoni el camp.

2. Arguments en contra de l'ús d'estadístiques. Estan aquells per als qui l'empresa se sent inapropiada, aquells que "miren amb recel qualsevol mètode d'estudi literari que intenti trobar la veritat de la composició literària conscient en les estadístiques numèriques de les quals ha volat l'esperit de la computadora" (Knox 1963: 116) . A aquests només se'ls pot oferir garanties que poden comprendre i criticar mètodes explicats correctament, i que els mètodes estadístics són només una de les moltes maneres de comprendre els nostres textos.

Hi ha els qui sostenen que el llenguatge es regeix per regles, per la qual cosa els mètodes estadístics no són aplicables. Tals arguments van ser comuns durant l'auge de la gramàtica generativa quan el nou mètode estava buidant el camí per a la seva ascendència (Chomsky 1957: 18). Si bé s'ha demostrat que "el llenguatge no pot ser exactament un procés de Markov", un procés en el qual la probabilitat de trobar un element en particular està determinada únicament pels elements que l'han precedit (Good 1969: 374), es pot arribar molt lluny de fet, modelar el llenguatge com un procés de Markov. Potser una analogia resulta útil: si bé és cert que la física newtoniana ha de ser suplantada per la física einsteiniana per a poder explicar completament els fenòmens observats, en la majoria de les situacions la física newtoniana proporciona una representació aproximada totalment adequada.

Finalment, hi ha els qui sostenen que els mètodes habituals d'estadística inferencial són inapropiats per a estudiar el llenguatge perquè no es compleixen els requisits per a la seva aplicabilitat. En el seu lloc, han d'utilitzar-se mètodes descriptius (Weil 1974: 29). (L'estadística inferencial fa inferències sobre les característiques de poblacions completes [reals o hipotètiques] basades en mostres extretes d'elles. Es contrasta amb l'estadística descriptiva,que comprimeix la descripció de dades i / o transforma les dades de manera que permetin a l'analista hipotetizar relacions prèviament ocultes). Aquesta actitud és certament comprensible, donat l'excessiu zel inferencial que es manifesta en gran part de la literatura. Però també és un exemple de l'error " massa comú de la reacció exagerada" (Mallows i Tukey 1982: 114). Es necessiten tant anàlisis descriptives exploratòries com procediments inferencials acuradament formulats.

3. Avaluació de la literatura. En repetides ocasions en aquest assaig, la literatura que aplica mètodes estadístics en la recerca bíblica s'avaluarà responent les següents cinc preguntes:

1. Són sòlids les dades? En general, un ha d'acceptar amb fe que les dades primàries són precisos. Ocasionalment, les verificacions internes i / o les comparacions de recomptes bruts amb els obtinguts d'altres conjunts de dades permeten avaluar parcialment la integritat de les dades.

2. Són suficients les dades per a la tasca? Aquest és un tema fonamental en els estudis estadístics: el problema de la grandària de la mostra. Si el conjunt de dades és massa petit, la confiança que es pot tenir en les inferències basades en ell o en les hipòtesis suggerides per ell serà massa limitada.

3. S'ha provat el mètode en el context d'ús actual? Les suposicions que subjeuen al mètode han de ser explícites, i s'ha de proporcionar evidència que les dades s'ajusten prou a les suposicions perquè l'ús del mètode sigui defensable.

4. S'ha utilitzat el mètode amb les garanties adequades? La recerca adequada inclou les salvaguardes preses per a garantir que les manipulacions (informàtiques) utilitzades per a extreure els resultats es duguin a terme de manera de confiança.

5. Estan justificades les conclusions? Donats els resultats obtinguts a través de mètodes apropiats i validats aplicats a un mostreig suficient de dades precises, l'investigador no ha de saltar a conclusions injustificades quant als mecanismes causals i quant a la confiança que es pot dipositar en els resultats.

4. L'anàlisi de l'estil. Abans d'examinar la literatura, presentarem les principals idees d'un article de sensibilització de Doleel (1969). Els seus preceptes proporcionen un antídot contra les moltes afirmacions i inferències errònies que trobarem.

Un escriptor X i de la llengua L en algun context pràctic Q j produeix un conjunt de textos T (X i , Q j ). Aquí X 1 podria ser Isaïes, X 2 podria ser Jeremies, X 3 podria ser Ezequiel, etc. ; Q 1 , Q 2 , etc., poden referir-se a diverses situacions de la vida que van trobar els profetes. La gamma de possibilitats en tots els parlants en tots els contextos possibles per a la llengua L es resumeix en la Taula 1, adaptada de l'article de Doleel .

Quan sumem textos en la fila superior (en tots els contextos concebibles), obtenim T (X 1 ), el conjunt de tots els textos produïbles per Writer X 1 . Quan sumem els textos en la primera columna (sobre tots els possibles escriptors), obtenim T (Q 1 ), el conjunt de tots els textos produïbles en el context Q 1 . Quan sumem totes les combinacions d'escriptor i context, obtenim T (L), el conjunt de tots els textos en l'idioma L.

Doleel distingeix tres tipus d'escriptors: si la composició és independent del context, tenim un escriptor lliure de context , un poeta. Si la composició està determinada pel context, si la individualitat no té cap efecte sobre la composició, tenim un escriptor lligat al context , un buròcrata. Si tant la individualitat com el context afecten la producció, tenim un escriptor sensible al context , un "escriptor comú". Deixant de costat la sociopatología, els factors subjectius i objectius afecten de manera diferencial l'escriptura de tots en un moment o un altre. És a dir, tots som escriptors a vegades lliures de context, a vegades lligats al context i, a vegades, sensibles al context.

El conjunt de tots els textos en una llengua, T (L), es pot classificar en termes dels factors subjectius (X i i els factors objectius (Q j ) que condicionen les seves característiques. Algunes característiques seran homogènies en tots els textos. Aquests Dolel'es refereix com supra-estilístic. El seu exemple de tal característica és la distribució de grafemes en els textos. Altres característiques, anomenades sub-estilístiques, varien de manera impredictible en els textos d'un idioma. (Dolel'especula que les variacions són el resultat de factors pragmàtics no tinguts en compte per la seva teoria.) Sub-estilística Les característiques són la perdició de qualsevol teoria estadística de l'estil, ja que són variables de confusió, variables que poden portar als incauts a inferir efectes on no existeixen.

Quan es lleven de consideració les característiques supra-estilístiques i sub-estilístiques, es queda amb un conjunt de característiques (Doleel les simbolitza per C k ) la dependència de factors de la qual subjectius (X i ) i factors objectius (Q j ) hauria de ser possible mapear. Alguns dels C kdependerá només de factors subjectius, uns altres dependran només de factors objectius, mentre que uns altres dependran de tots dos. Desafortunadament, "són possibles les alternances de factors que controlen la mateixa característica". Per exemple, la longitud de l'oració en alguns textos pot estar controlada només per factors subjectius (especifiqui l'autor). En uns altres, pot ser controlat només per factors objectius (estar determinat pel context). I en uns altres, pot ser controlat per tots dos. En el segon cas, la longitud de les oracions serà completament enganyosa per a estudiar l'autoria; en el tercer cas, només serà útil si es controlen acuradament el context.

Taula 1.

Textos i els seus factors condicionants

Contextos

Escriptors

Q 1

Q 2

∙ ∙ ∙

Q m

X 1

T (X 1 , Q 1 )

T (X 1 , Q 2 )

∙ ∙ ∙

T (X 1 , Q m )

T (X 1 )

X 2

T (X 2 , Q 1 )

T (X 2 , Q 2 )

∙ ∙ ∙

T (X 2 , Q m )

T (X 2 )

∙

∙ ∙ ∙

∙

∙ ∙ ∙

∙

∙ ∙ ∙

∙

X n

T (X n , Q 1 )

T (X n , Q 2 )

∙ ∙ ∙

T (X n , Q m )

T (X n )

T (Q 1 )

T (Q 2 )

∙ ∙ ∙

T (Q m )

T (L)

B. Estudis d'autoria primerenca

1. De Morgan sobre Hebreus (1851). En 1851, l'eminent lògic i matemàtic A. de Morgan va escriure al seu amic clergue W. Heald proposant l'ús de la longitud mitjana de les paraules per a la comparació d'Hebreus amb cadascuna de les Epístoles la paraula inicial de les quals -és -Paul-. . . " Va afirmar (Lord 1958: 282):

Esperaria trobar que un home que escriu sobre dos temes diferents està més d'acord aconsegueixo mateix [pel que fa a la longitud mitjana de les paraules] que dos homes diferents que escriuen sobre el mateix tema. Alguns d'aquests dies, aquesta prova detectarà escriptures falses. Això sí, t'ho vaig dir.

No tenim constància que De Morgan o Heald hagin dut a terme tal recerca.

2. Mendenhall sobre Shakespeare (1901). Seguint l'exemple de De Morgan, però utilitzant la distribució de la longitud de les paraules en lloc de la longitud mitjana de les paraules, el físic estatunidenc TC Mendenhall va estudiar les obres de Shakespeare juntament amb les d'altres isabelins. Va trobar que les distribucions de longitud de paraules per a Shakespeare i Bacon eren considerablement diferents, mentre que les de Shakespeare i Marlow eren molt similars, produint -alguna cosa semblança a una sensació. . . entre els quals es dediquen al treball -(Mendenhall 1901).

3. Yule on D'Imitatione Christi (1939). GU Yule va introduir estadístiques de longitud d'oracions com a índexs específics de l'autor. Aquests es van utilitzar per a seleccionar a Thomas à Kempis en lloc de Jean de Gerson com a autor de De Imitatione Christi. Tingui en compte que Yule va mostrar escrits de cada autor candidat i va preguntar si el comportament trobat en D'Imitatione Christi estava més prop de l'un o l'altre, una situació particularment senzilla. En L'estudi estadístic del vocabulari literari (Yule 1944), Yule va presentar la seva -característica K-, una mesura de diversitat de vocabulari. Aquest treball va ser l'esdeveniment desencadenant per a l'ús de mètodes estadístics en la recerca bíblica.

C. Estudis en el NT

Primer prenem els estudis estadístics del NT, ja que aquests es van posar en marxa gairebé vint anys abans del treball estadístic sobre la Bíblia hebrea. Donarem molta atenció al treball més antic perquè les seves limitacions reapareixen repetidament en la literatura.

1. Desperta sobre l'autoria de les epístoles paulinas (1948). Deixant de costat la recerca que involucra comptatges simples, W. Wake va ser el primer a aplicar mètodes estadístics a un problema bíblic. El seu article estableix un precedent lamentable: pel fet que els textos són breus i el rang d'extensió de les oracions limitat, el problema de la discriminació -només pot resoldre's mitjançant unes certes tècniques estadístiques modernes, els resultats de les quals es donen aquí, però no el treball ni el detall. argument que estableix la validesa de l'ús -(1948: 51). Aquestes omissions converteixen l'avaluació del treball de Wake en un exercici frustrant.

Usant el Textus Receptusde 1863 de les quals s'han eliminat les llistes i tractant els dos punts grecs com un punt, Wake tabula les distribucions de la longitud de les oracions per al corpus paulino. És a dir, compte quantes oracions tenen entre una i cinc paraules, entre sis i deu paraules, i així successivament per a cada epístola. (Els intervals de cinc paraules es trien de manera que cadascun contingui recomptes suficients perquè l'anàlisi estadística sigui de confiança). Exclou a Filemó i Tito amb l'argument que són massa curts per a l'anàlisi. Per raons crítiques, 2 Corintis es divideix en 2 Corintis 1-9 i 2 Corintis 10-13. En dividir les diverses epístoles en seccions, Wake caracteritza les distribucions de longitud d'oracions (en examinar com els punts crítics d'una distribució, com la mitjana, varien entre les seccions) i agrupa els dotze textos en dos grups principals més quatre ressagats: (1) 1 Corintis, 2 Corintis 10-13, Gàlates, Romans; (2) 1-2 Tesalonicenses, Filipenses, Colosenses; (3) Efesis; (4) hebreus; (5) 1-2 Timoteo; (6) 2 Corintis 1-9. Conclou que els dos grups principals tenien cadascun el seu propi autor.

Són sòlids les dades? Wake proporciona molt poca informació per a permetre una avaluació significativa. Afirma que per a Efesis la longitud mitjana de les oracions és de 18,2 paraules i el novè decil (longitud per sota del qual es troben el 90 per cent de les oracions) és de 36,7 paraules. Morton (1978: 173) informa valors de 30,31 i 58,75, respectivament. Aquestes diferències poden haver-se de l'ús de diferents edicions del NT i / oa diferents maneres d'especificar paraules i oracions. (De fet, Morton [1978: 167] critica lleument a Wake per usar una edició obsoleta del Nou Testament. En un article posterior, Wake analitza la definició de longitud d'oració [1957: 334].)

Són suficients les dades per a la tasca? Wake només dóna la tranquil·litat que les seccions són "cadascuna prou llarga". El seu article posterior (1957) brinda més detalls sobre la secció del text, però no fa referència als mètodes que es van utilitzar en el seu treball anterior.

S'ha provat el mètode en el context d'ús actual? Atès que Wake dóna pocs detalls, només podem suposar. De les seves poques pistes, inferim que els seus mètodes suposen que les distribucions són gaussianes, és a dir, tenen la forma de la corba de graduació normal en forma de campana estàndard. De fet, ells no ho són. Les dades semblen ser tals que els seus logaritmes segueixen la distribució gaussiana en forma de campana (Morton 1978: 176). En la seva obra posterior (1957: 331), Wake transforma apropiadament dades de longitud d'oracions no bíblics perquè siguin més gairebé gaussians.

S'ha utilitzat el mètode amb les garanties adequades? A més de comparar les dispersions de distribucions per a permetre l'agrupació de textos, Wake també duu a terme una -anàlisi de variància- (ANOVA), que llança resultats similars. No explicarem ANOVA. Si bé és robust a les desviacions de les dades de la distribució gaussiana assumida, implica altres supòsits respecte als quals han d'avaluar-se les dades (Sachs 1984: 494).

Estan justificades les conclusions? Segons Wake (1948: 54): "L'explicació més òbvia per a l'existència de dos grups separats i distints és que són obra de diferents autors". Que una explicació sigui "òbvia" no la fa veritable. Yule, en el seu estudi de De Imitatione Christi,va usar distribucions de longitud d'oracions per a comparar el seu text qüestionat amb textos que se sap que són dels dos autors candidats que va considerar. El problema de Wake és més difícil. Té diversos textos i desitja decidir quants autors han d'haver tingut. La situació de Yule va implicar l'aprenentatge supervisat, mentre que la situació de Wake és el cas molt més difícil d'aprenentatge no supervisat. Perquè Wake tingui èxit, ha de demostrar que, per als criteris que va triar, les diferències entre uns certs textos són majors que les diferències dins dels textos. Si té èxit de manera convincent, ha de demostrar que les diferències entre textos s'expliquen per factors purament subjectius, que els factors objectius, com l'audiència, el gènere o l'edat de l'autor, no tenen cap efecte.

Wake pot haver demostrat que algunes diferències entre textos en la distribució de la longitud de les oracions superen significativament les diferències dins del text, la qual cosa fa que la identificació de grups de textos sigui raonable. Desafortunadament, no ha proporcionat informació suficient per a permetre'ns jutjar. Però no mostra que les diferències que detecta es deguin únicament a diferències d'autor. Consideri tres troballes no disponibles per a Wake; (1) CB Williams (1970: 60-63) va mostrar que la longitud de les oracions per a la prosa "descriptiva" i el "diàleg" de Lord Dunsany diferia enormement. (2) També va demostrar que la rima afectava en gran manera la longitud de les oracions de Masefield. (3) KR Buch (1969) va mostrar que la distribució de la longitud de les oracions d'un autor per a obres escrites amb vint anys de diferència era molt diferent. Cap d'aquests resultats va involucrar al grec koiné, per la qual cosa no refutar que la longitud de l'oració especifica l'autor per al corpus paulino. Però sí que il·lustren que no és "obvi" que les diferències en la distribució de la longitud de les oracions indiquin canvis en l'autor. En el seu article posterior (1957: 345), Wake conclou:

Les distribucions marcadament esbiaixades de la longitud de les oracions dels passatges de prosa contínua semblen mostrar una constància que els permet ser utilitzats com a criteris objectius de l'estil d'autoria. Les distribucions només varien d'una mostra a una altra de la manera esperada per a mostres extretes a l'atzar d'una població fixa de longituds d'oracions. Això sembla ser cert per a tots els autors grecs i anglesos i l'excepció que proporcionen les obres de Plató pot explicar-se per la forma literària adoptada. En qualsevol cas són característics encara que la seva variabilitat és major que la que s'obtindria mitjançant un mostreig aleatori d'una sola població, ja que sembla haver-hi una tendència amb l'edat superposada.

En forma condensada: les distribucions de longitud d'oracions són específiques de l'autor, excepte quan no ho són. Quan no ho són, es poden trobar raons (forma literària, tendència d'edat).

2. Grayston i Herdan sobre l'autoria de les pastorals (1959). Grayston i Herdan amb simpatia exposen i critiquen l'anàlisi d'Harrison de la -connectivitat de vocabulari- de les Pastorals (Harrison 1921) en preparació per a dur a terme una anàlisi més rigorosa. Introdueixen -la probabilitat alternativa que una paraula sigui peculiar a la part o comuna a totes les parts- del corpus en estudi. Si V peculiar i és el nombre de tipus de paraules (elements de vocabulari) peculiars de la part i d'un corpus, V comú és el nombre de tipus de paraules comunes a totes les parts del corpus, i V i és el nombre de tipus de paraules en la part i, llavors aquesta probabilitat és: Per al Corpus Paulino, els valors de C i varien de .30 a .35 per als no Pastorals, mentre que C Pastorals = .46, a causa de la gran quantitat d'elements de vocabulari únics. Conclouen (10): -La magnitud de C per a les Pastorals [és a dir, de C Pastorals ] secunda fortament la hipòtesi d'autoria no paulina-.

També grafican el logaritme de la grandària del vocabulari (logV) enfront del logaritme de la longitud del text (logN) per a cada epístola. Les epístoles paulinas, excloses les pastorals, es troben prop d'una línia recta, mentre que cada epístola pastoral es troba a una distància considerable per sobre de la línia. -Això confirma de manera formal la sospita sobre l'autoria paulina d'aquestes epístoles- (14). Weitzman (1971) demostra que el comportament observat probablement és simplement el resultat de variacions en la longitud del text.

Amb encomiable reserva, Grayston i Herdan finalment afirmen (15):

En conjunt, es pot dir que l'evidència lingüística és prou fort com per a justificar la conclusió d'un estil molt diferent en les Pastorals. Si això implica una diferència en l'autoria depèn de la concepció que un tingui del que significa l'estil. Les estadístiques no poden fer més que establir tals diferències.

(Els lectors que desitgin detalls addicionals sobre aquests mètodes han de consultar el treball posterior d'Herdan [1960: 245-52; 1966: 219-49], on s'estudien tant les Epístoles Paulinas com el NT complet. Noti també el breu tractament de Weitzman de les epístoles del NT en el seu buscar característiques de text que siguin independents de la longitud del text [1986b: 872].)

Quant a la solidesa de les dades, l'estudi obté els seus recomptes del volum de confiança de Morgenthaler (1958) i, per tant, es pot confiar en ell.

Quant a l'exactitud de la preparació de la mostra, les mostres dels textos no estan involucrades enlloc, utilitzant-se recomptes exhaustius. No obstant això, si cada epístola es veiés com una mostra extreta d'una població invisible d'escrits pel seu autor, seria possible agregar intervals de confiança als diversos resultats. És a dir, Grayston i Herdan podrien haver indicat quina confiança podria tenir el lector en els diversos resultats com a reflex del que es trobaria si tinguéssim accés a textos més extensos.

Quant a l'exactitud dels seus mètodes en aquest context, es proporciona poca informació d'antecedents. Vist com dos enfocaments descriptius, és difícil criticar el seu mètode. Quan es fan inferències sobre el que constitueixen diferències significatives, el treball deixa d'involucrar estadístiques i cau en l'impressionisme.

Quant a la idoneïtat de les salvaguardes, el document inclou detalls complets de l'aritmètica, la qual cosa permet al lector verificar el treball.

Estan justificades les conclusions? La pressa per treure conclusions precipitades sobre l'autoria múltiple en el cos de l'article es veu compensada per la imparcialitat de les paraules finals. La majoria estaria d'acord que han demostrat que les pastorals difereixen de les epístoles paulinas quant a diversitat de vocabulari. No s'ha demostrat que aquest comportament es degui a diferents autors i no a la forma literària, el tema, etc.

3. Morton sobre l'autoria de les epístoles paulinas (1963). Començant amb el seu baralladís article en The London Observer del 3 de novembre de 1963 (-Una computadora desafia a l'Església-) i culminant en el cap. 14 del seu llibre Literary Detection (1978: 165-83), AQ Morton i els seus col·laboradors han escrit repetidament sobre el problema de l'autoria del corpus paulino. La següent exposició es basa en el llibre de 1978, amb referències a treballs anteriors segons sigui necessari. Incloem la majoria dels nostres comentaris a mesura que avancem. (La crítica de la presentació de Morton davant la Royal Statistical Society continua sent rellevant [Morton 1965: 224-33].)

Segons Morton (38): -El principi fonamental de l'estilometría es pot establir així: l'autoria dels textos es determina observant hàbits que són comuns a tots els escriptors de la classe examinada. Cada escriptor utilitza els hàbits al seu propi ritme. Els diferents escriptors se separen calculant les diferències entre les seves tarifes ".

Morton assenyala que les distribucions observades es poden caracteritzar en termes de la mitjana, mitjana, percentils, etc. habituals, o es pot intentar ajustar-les a distribucions teòriques. S'aconsella al lector interessat en distribucions teòriques que les conegui en un altre lloc que no sigui en el cap. 5 de Detecció Literària. Allí es troben confuses desventures pedagògiques: símbols que representen recomptes en una pàgina i probabilitats en la següent (pyq en 54 i 55), expressions anomenades equacions (55), probabilitat negativa (60), l'afirmació (68) que "La distribució chi quadrat és:" amb l'afirmació i la definició incorrectes. La definició hauria de dir: (Aquí, O i són recomptes observats i I ison recomptes estimats usant algun model. Usarem aquesta definició a continuació.) L'afirmació hauria de ser que "X 2 obeeix a la distribució chi quadrat (χ 2 )". També es troba una profusió d'errors tipogràfics i anotacions descurades, totes comptades més de vint en el capítol. Tots aquests errors afebleixen un capítol important en el clar llibre de Morton.

Morton dóna les característiques de qualsevol hàbit d'escriptura utilitzat per a la identificació de l'autor (96):

Primer, ha de ser un hàbit evident en una elecció que sovint confronten tots els autors; segon, ha de ser un hàbit que pugui expressar-se numèricament; i tercer, ha de ser un hàbit que pugui demostrar-se que no es veu afectat per canvis en el tema, pel pas dels períodes de temps, per diferències raonables en la forma literària i totes les altres influències possibles que puguin afectar l'hàbit.

Així (98), "qualsevol hàbit que estigui lligat a substantius, per estar lligats a un tema, és poc probable que sigui un bon indicador d'autoria". I (101): -Un idioma sense inflexions, l'anglès, per exemple, fa que les distribucions de la longitud de les oracions siguin molt menys útils. . . la longitud mitjana és major, però la variància encara més ". La primera observació fa que Morton desconfiï dels criteris de riquesa de vocabulari. Aquest últim, la seva distinció entre llenguatges flexionats i no flexionats, sovint és ignorada pels crítics dels seus mètodes.

En el seu treball clàssic, Mosteller i Wallace es van basar en gran manera en la freqüència de les paraules funcionals (1984: 39). Herdan (1966: 172-74) va atacar l'ús acrític de paraules funcionals per a determinar l'autoria i Damerau (1975) el va qüestionar seriosament. Morton veu dificultats per a confiar en paraules funcionals comunes. Escriu (102, 104):

. . . semblaria que . . . les paraules comunes serien bons indicadors d'autoria si es pogués demostrar que un autor les usa a un ritme constant i els autors individuals difereixen en les seves taxes d'ús. La dificultat d'utilitzar-los com a prova d'autoria és que la forma literària de l'obra que s'estudia influeix amb massa facilitat en la seva aparició. . . Per a problemes [amb] una gran quantitat de mostres i una selecció limitada d'autors, la taxa d'aparició de paraules freqüents ofereix un ampli material per a la decisió. Però si falten aquests dos factors, hi ha molt menys marge.

Morton, per tant, s'aparta dels criteris centrals dels seus primers treballs (1963; 1965). Ara afirma que els millors discriminadors d'autor són les posicions absolutes de les paraules en les oracions (per a idiomes amb inflexions) i les posicions en termes de paraules pròximes (per a idiomes sense inflexions).

En grec, les distribucions de la longitud de les oracions "són un indicador eficaç d'autoria" (108). Per a l'escriptor grec Isócrates, Morton troba diferències en la distribució de la longitud de les oracions, que conclou que es deuen a diferències en la forma literària més que al pas del temps. Després assenyala que hi ha algunes proves (129):

. . . que no es veuen afectats en absolut per la varietat de la forma literària, algunes que es veuen afectades per un canvi en la forma literària i altres que es veuen afectades pel pas dels anys. Sempre que es vagi amb compte en fer comparacions de textos que tenen formes literàries contrastants, les proves d'autoria són fiables.

Un autor a penes tipifica a tots els escriptors de grec. Com Morton admet en una altra part (102), "la forma literària no es pot definir clarament detalladament". (Tingui en compte que Brainerd [1979 i 1980] ha produït estudis convincents de Shakespeare en els quals un conjunt de característiques del text separa les seves obres en grups de gèneres mentre que un altre les ordena cronològicament).

El capítol 14 de Detecció literària, -L'autoria de les epístoles paulinas-, presenta arguments basats en distribucions de longitud d'oracions més resultats limitats per a estudis posicionals. Quan resulta útil, extraiem materials de suport de l'exposició més completa de Morton i McLeman (1966). Morton considera que l'avaluació del corpus paulino té dues fases: primer, establir l'autoria de les epístoles individuals i, segon, determinar la integritat interna de les epístoles individuals. La primera fase s'executa a través de l'anàlisi de la longitud de l'oració més altres proves independents de la longitud de l'oració, la segona a través de l'anàlisi posicional. Després de discussions detallades sobre la determinació de la grandària de la mostra i les transformacions de dades apropiades, Morton (180) revela les seves conclusions basades en distribucions de longitud d'oracions:

Romans, I i II Corintis i Gàlates formen un grup i els altres estan separats d'ell. En l'escala lineal [és a dir, per a les dades no transformades] hi ha una anomalia en el tercer quartil d'II Corintis [la longitud de l'oració per sota de la qual es troben les tres quartes parts de les oracions] i això pot haver-se de l'atzar. La taula té cinc estadístiques per a cinc epístoles i és probable que aparegui una diferència del 5%, ja que podria resultar ser un indicador de l'esmena d'aquest text.

Aquest passatge és enganyós en dos aspectes, un fàctic i un altre interpretatiu.

Realitat: La taula a la qual es fa referència conté estadístiques de deu, no cinc, epístoles. Per tant, si les seves proves tenen la possibilitat d'equivocar-se en el cinc per cent dels casos, pot obtenir fins a dues diferències "significatives" que són falses.

Interpretatiu: Atès que Morton ofereix una explicació escassa sobre com arriba a les seves conclusions, hem de reconstruir els seus procediments. Les idees bàsiques s'insinuen en els seus primers treballs (Morton 1965: 217; Morton i McLeman 1966: 53).

Per a cada epístola i paràmetre (mitjana, mitjana, etc.), suma i resta el doble de l'error estàndard (EE) de #aqueix paràmetre per a formar el seu interval de confiança del 95%. És a dir, determina el rang de valors dins del qual es troba el veritable paràmetre (amb una probabilitat entre vint, en mitjana, de cometre errors) basant-se en les estimacions del paràmetre calculades a partir de les dades. Després determina per a quines epístoles quines estadístiques mostren diferències significatives amb el comportament de Gàlates, el seu patró oro paulino. Anuncia en les notes de la seva taula quines epístoles tenen intervals de confiança que no se superposen amb els de Gàlates. (Darrere de tot això està la seva suposició que els seus paràmetres són gaussians). Troba que aquestes epístoles són significativament diferents de les de Gàlates; 2 Corintis (per a un paràmetre), Efesis (per a 5), Colosenses (per a 2), 1 Tesalonicenses (per a 4) i Hebreus (per a 5). A continuació, examina com es comparen Gàlates i la resta quant a les mitjanes de les distribucions basades en les dades transformades logarítmicament, i troba que Efesis, Filipenses, Colosenses, 1 Tesalonicenses i Hebreus difereixen significativament de Gàlates. D'aquests resultats sorgeixen les seves conclusions citades anteriorment.

Hi ha almenys tres problemes amb el seu mètode i la seva interpretació dels seus resultats: (1) Morton afirma que Romans, 1-2 Corintis i Gàlates formen un grup i els altres estan separats d'ell. De fet, la seva anàlisi mostra (per a la seva satisfacció, veure més a baix) que 2 Corintis, Efesis, Filipenses, Colosenses, 1-2 Tesalonicenses i Hebreus no pertanyen a la mateixa població que Gàlates. En termes d'estadístiques inferencials, això no implica que els altres siguin de la mateixa població; simplement mostra que les proves no li permeten a un decidir si els altres són o no de poblacions diferents als de Gàlates. Poden ser. Si la seva afirmació es basa en alguna pràctica oculta d'estadística descriptiva, llavors hauria d'explicar per què, encara que 1 Timoteo i 2 Timoteo no fallen en cap prova, no estan inclosos entre els paulinos "genuïns". (2) 2 Corintis falla una prova, però és restaurada a la cleda paulino sobre la base que es pot esperar un error en vint-i-cinc proves. Per què restaurar 2 Corintis? Filipenses falla només una prova, llavors, per què no restaurar-la? O, atès que hi ha cinquanta proves per a les estadístiques que descriuen les dades sense processar, per què no restaurar tots dos? Si s'exclourà informació a priori, ha d'excloure's sistemàticament. (3) Les crítiques a les distribucions de longitud d'oracions com a especificació d'autor en C.1 anterior s'apliquen igualment aquí. ha d'excloure's sistemàticament. (3) Les crítiques a les distribucions de longitud d'oracions com a especificació d'autor en C.1 anterior s'apliquen igualment aquí. ha d'excloure's sistemàticament. (3) Les crítiques a les distribucions de longitud d'oracions com a especificació d'autor en C.1 anterior s'apliquen igualment aquí.

Com a prova independent (conservadora), duem a terme una anàlisi de taula de contingència de les distribucions de longitud d'oracions. En un altre lloc hem explicat aquesta anàlisi (Andersen i Forbes 1986a: 15-25). Aquí donem només una breu explicació. La Taula 2 mostra les dades de longitud de les oracions de Morton (1978: 172-73).

Taula 2.

Longituds de les oracions en les epístoles

Longituds de les oracions (en paraules)

Epístola

1-5

6-10

11-15

16-20

21-25

26-30

31-35

> 35

Totals

Romans

160

101

498

1 Cor

190

126

555

2 Cor

273

Galó

166

Eph

Phil

Columna

1 tes

2 tes

1 Tim

2 Tim

Titus

Phlm

Hebreus

262

Totals

308

629

510

312

192

110

175

2307

Seguim a Morton en prendre a Gàlates com el punt fix paulino. Provem cada epístola per a determinar si es va originar en la mateixa població que Gàlates. Formem una taula de contingència de 2 × 8 per a cada aparellament d'una epístola amb Gàlates. Per exemple, per a la prova de si és probable que romans i gàlates pertanyin a la mateixa població, obtenim la Taula 3.

Taula 3.

Distribucions de quaresma d'oracions observades per a romans i gàlates

OBSERVAT

Longituds de les oracions (en paraules)

Epístola

1-5

6-10

11-15

16-20

21-25

26-30

31-35

> 35

Totals

Romans

160

101

498

Gàlates

166

Totals

214

147

664

Si Romans i Gàlates són mostres de la mateixa població, llavors esperem que qualsevol entrada de cel·la en la taula sigui estimada adequadament multiplicant el total de la fila pel total de la columna i dividint pel total general de la taula. Això equival a assegurar tQué cada epístola rebrà el seu total observat d'oracions, igual que cada rang de longitud d'oracions [1 a 5 paraules, 6 a 10 paraules, etc.]. (Perquè aquestes estimacions siguin de confiança, hem d'assegurar-nos que cada estimació de recompte de cèl·lules excedeixi la unitat en almenys una mica [Sachs 1984: 464]. Aquest és el cas de totes les epístoles excepte Tito i Filemó; en lloc de recórrer a procediments per a taules escassament ocupades, deixem a un costat a Titus i Filemó.) En realitzar l'aritmètica per a cada cel·la en la taula de comptatges de longitud d'oració observats, es pot construir una segona taula, una taula de comptatges estimats basada en una població subjacent comuna assumida . La Taula 4 mostra les estimacions per a Romans i Gàlates, com el lector pot verificar.

Quadre 4.

Distribucions estimades de la longitud de les oracions per a Romans i Gàlates

ESTIMAT

Longituds de les oracions (en paraules)

Epístola

1-5

6-10

11-15

16-20

21-25

26-30

31-35

> 35

Totals

romà

74.25

160,5

110.25

43,5

14.25

10,5

27,75

498

Gàlata

24,75

53,5

36,75

14,5

4,75

3,5

9.25

166

Totals

214

147

664

En general, les taules OBSERVAT i ESTIMAT seran diferents, ja sigui perquè la hipòtesi que s'originen en una població comuna és errònia o a causa de fluctuacions de mostreig aleatori. Per a decidir si l'explicació anterior explica les diferències, es calcula l'estadística X 2 definida anteriorment, se selecciona un llindar de significança (seguim a Morton en usar el 5%) i (tenint en compte una subtilesa coneguda com a "graus de llibertat") es veu fins a un valor de llindar en les taules d'estadístiques (simbolitzat per χ 2 .05 ). Si X 2 excedeix aquest llindar, rebutgem la hipòtesi que el parell d'epístoles és de la mateixa població; si X 2 està per sota del llindar, no podem rebutjar-la hipòtesi d'un origen compartit. Per a les nostres comparacions, les taules estadístiques ens informen que χ 2 .05 = 18.5. Els valors de X 2 resultants de les nostres proves per parells, ordenats de menor a major X 2 , es mostren en la Taula 5.

Quadre 5.

Resultats de la prova de longitud d'oracions per a les epístoles

Epístola

X 2

1 Corintis

5.91333

2 timoteo

12.33053

Romans

12.39933

1 timoteo

12.51209

2 Tesalonicenses

16.52812

χ 2 .05

18,5

filipenses

19.20194

2 Corintis

20.49888

Colosenses

24.87708

1 Tesalonicenses

33.71813

Hebreus

35.3673

Efesis

51.73470

Amb una probabilitat entre vint d'errar, podem afirmar que una epístola que, en comparació amb Gàlates, llança un X 2 menor que 18,5 pot provenir de la mateixa població que Gàlates. Amb una probabilitat entre vint d'equivocar-se, podem afirmar que una epístola que quan es compara amb Gàlates llança un X 2 major que 18,5 no és de la mateixa població que Gàlates. Per tant, la nostra anàlisi ens diu que, pel que fa a les distribucions de longitud d'oracions, Filipenses, 2 Corintis, Colosenses, 1 Tesalonicenses, Hebreus i Efesis no provenen de la mateixa població que Gàlates. (Nota així que la magnitud de X 2 no no indiquen el grau de dissimilitud de Gàlates. La longitud d'una epístola influeix en la grandària de X 2.)

Morton ens diu que -les probabilitats que van deixar les distribucions de la longitud de les oracions com a probabilitats per a l'autoria de Pauline [són] al voltant de cent a un en contra- (182). Tant de bo poguéssim veure com es van obtenir les probabilitats. Com recuperar les probabilitats de les proves de significança i agreujar els resultats de les comparacions múltiples són àrees en les quals es cometen errors estadístics amb molta freqüència, la mera afirmació ens deixa insatisfets.

Les probabilitats es mouen de cent a un en contra de l'autoria paulina a "més d'un milió a un en contra" (182) per l'evidència aportada per quatre elements de vocabulari en les posicions d'oració un i dues: kai (en posició d'oració un), de (en posició d'oració dues), gar (en la posició dos) i ei(en la posició un). Aquestes quatre proves posicionals són, si les afirmacions de Morton es prenen al peu de la lletra, cent vegades més poderoses que la longitud de l'oració per a determinar l'autoria, no obstant això, dedica només una pàgina a la seva exposició (180). Una vegada més, els mètodes reben una exposició mínima. Per a aquesta anàlisi, Morton considera dos conjunts d'epístoles: Romans, 1-2 Corintis i Gàlates formen el Grup I; la resta (menys Tito, 2 Timoteo i Filemó) formen el Grup II. Tingui en compte que Morton està utilitzant el resultat de la seva anàlisi anterior per a agrupar les epístoles per a aquesta anàlisi. Les probabilitats resultants, per tant, no sonindependiente de les probabilitats anteriors. Però hi ha un lapse més greu, comú en els estudis d'autoria. Morton sembla realitzar una seqüència d'anàlisi de taules de contingència i després compondre els seus valors p. És a dir, calcula la probabilitat que tota la seqüència de resultats pugui succeir per casualitat. Fins ara tot bé, assumint que tot això es va fer correctament. Després sembla convertir el valor P compost en probabilitats. Aquest pas només pot donar-se en circumstàncies molt especials, l'existència de les quals ha de demostrar-se, no assumir-se (Meier i Zabell 1980; MWA Smith 1983). Des d'una perspectiva purament estadística, no s'han demostrat probabilitats d'un milió a un.

(Morton [1986] ha afirmat recentment que el posicionament en oracions de paraules que apareixen una vegada és específic de l'escriptor; MWA Smith [1987] ha plantejat preguntes fonamentals sobre l'afirmació de Morton. A més del treball en el corpus de Pauline, Morton i els seus col·laboradors han escrit diversos llibres sobre els Evangelis [MacGregor i Morton 1961; Morton i MacGregor 1965; Morton i McLeman 1980]. Remetem als lectors interessats a aquestes i algunes ressenyes associades [McCasland 1961; Cadbury 1965; Fortna 1983].)

Quant a la solidesa de les dades de Morton, tenim poc per a continuar. El seu conjunt de criteris ha evolucionat, per la qual cosa fins i tot les comprovacions a través de la coherència interna rares vegades són factibles. Per exemple, Morton usa recomptes decomo segona o tercera paraula en oracions en un estudi (Morton 1965: 222) i com segona paraula només en un altre (Morton 1978: 181), la qual cosa fa impossible la comparació. Les dades sobre la longitud de les oracions en el seu article de la Royal Society (1965: 218) difereixen significativament dels del seu llibre (1978: 172). Per exemple, en el primer, Romans té 584 oracions; en el segon té 498. I així successivament, a través de tot el Corpus Paulino. Per a traçar un perfil de la longitud de les oracions de 1965 a 1978: Filemó perd una oració de cadascuna de les categories d'1 a 5, 6 a 10, 11 a 15 i 26 a 30 paraules, perd tres oracions de la categoria de 16 a 20 paraules i gana una oració en la categoria de 36 a 40 i una altra en la categoria de 56 a 60 paraules. Es produeixen canvis molt més dràstics en altres epístoles. Morton no proporciona cap explicació per a aquestes diferències.

Quant a la suficiència de les mostres de dades per a les seves proves, el seu requisit que "cap expectativa ha de ser inferior a cinc" (1978: 69), és conservador segons els estàndards moderns (Sachs 1984: 475; Andersen i Forbes 1986a: 206). Dóna proves repetides de la sensibilitat adequada a la qüestió de la grandària de la mostra.

La propietat dels mètodes estadístics utilitzats i la validesa de les conclusions aconseguides han estat comentades en el transcurs de la nostra exposició. Un altre punt que mereix ser destacat: l'important efecte que pot tenir l'elecció del nivell de significació. En els seus primers treballs, Morton va optar per utilitzar un nivell de significança de l'u per cent (1965: 217) perquè cada prova tingués una probabilitat de l'1 per cent de produir un resultat erroni. En el seu treball posterior sobre les Epístoles Paulinas, Morton va triar usar un nivell de significança del 5 per cent (1978: 180), obtenint els resultats donats anteriorment. Si hagués retingut el nivell de l'1 per cent, les seves proves no haurien assenyalat ni a 2 Corintis ni a Filipenses com a anòmals. Per tant, segons la seva lògica, Morton hauria hagut de concedir-li a Filipenses l'entrada en la seva llista de veritables epístoles paulinas.

4. Kenny en estilometría (1986). Anthony Kenny ha escrit un volum bastant accessible i discret. Els seus primers quatre capítols introdueixen acuradament les idees bàsiques d'estilometría. Cap. Del 5 a l'11 són descriptius i abasten paraules, conjuncions i partícules comunes, preposicions, l'article, els substantius i pronoms, els adjectius i adverbis i el verb. L'atenció se centra exclusivament en les comparacions intertextuals. No es fan comparacions intratexto, una desafortunada omissió. Cap. 12 a 14 considerin breument els problemes lucano, joànic i paulino. Cap. 15 critica diversos dels mètodes utilitzats per Morton i els seus col·legues i els troba deficients. El capítol final tracta sobre "Restriccions i perspectives".

Les dades de Kenny semblen sòlids i suficients per a les tasques intentades. Els mètodes modestos són apropiats per als objectius limitats buscats. En general, les conclusions extretes estan justificades. Weitzman (1987) jutja encertadament el volum de Kenny com un "correctiu oportú de les afirmacions exagerades d'alguns estudis estilométricos anteriors en el Nou Testament". Per a aquells que busquen una introducció a l'estilometría, el llibre de Kenny és un excel·lent lloc per a començar.

5. Neumann sobre les epístoles paulinas (1990). Kenneth Neumann ofereix una introducció al "problema de l'autenticitat" seguida d'un examen clar de les variables descriptives de text utilitzades pels seus predecessors en les anàlisis estadístiques d'autoria. Encara que exhaustiva en la seva catalogació de les variables utilitzades, l'enquesta manca del component crític sostingut necessari per a ajudar als possibles investigadors en la seva pròpia selecció de variables. (En defensa de Neumann, ha de notar-se que és fonamental per al seu mètode d'anàlisi un mecanisme que selecciona de la seva enorme llista de possibles discriminadors els supòsits millors pocs).

Després d'una declaració detallada del seu pla de recerca, Neumann informa els seus resultats i comenta la seva importància. Utilitzant mostres de textos didàctics de set autors (Paul, l'escriptor d'Hebreus, Clement, Ignacio, Epictet, Josefo i Filó), el seu mètode delma un total de 617 variables candidates inicials a sis. Si bé aquestes sis variables classifiquen perfectament els textos didàctics utilitzats per a seleccionar-los en primer lloc, assignen incorrectament un terç d'una nova ona de textos (de prova). Neumann atribueix aquest comportament inacceptable a les diferències de gènere entre els autors cristians i no cristians. I així, el mètode se subministra amb textos didàctics de només els quatre autors cristians i torna a ventar les variables. Després d'una mica de manipulació desconcertant, totes les mostres d'ensenyament i prova s'assignen correctament. Quan les controvertides epístoles paulinas (Efesis, Colosenses i 2 Tesalonicenses) estan classificats, tots estan assignats a Pablo però no amb molta confiança. -Aquests resultats, malgrat la classificació paulina, encara poden indicar una autoria no paulina- (Neumann 1990: 195). Hi ha indicis que el mètode no és robust. Per exemple: (1) el text de Gàlates s'assigna a Ignacio amb una probabilitat de .99; aquest comportament incòmode se suprimeix eliminant, per motius no estadístics, dues seccions de la mostra del text de Gàlates que es comporta mal (1990: 196); (2) Apocalipsi 2-3 se li assigna a Pablo; aquest resultat vergonyós s'explica de manera poc convincent (1990: 220). Hi ha indicis que el mètode no és robust. Per exemple: (1) el text de Gàlates s'assigna a Ignacio amb una probabilitat de .99; aquest comportament incòmode se suprimeix eliminant, per motius no estadístics, dues seccions de la mostra del text de Gàlates que es comporta mal (1990: 196); (2) Apocalipsi 2-3 se li assigna a Pablo; aquest resultat vergonyós s'explica de manera poc convincent (1990: 220). Hi ha indicis que el mètode no és robust. Per exemple: (1) el text de Gàlates s'assigna a Ignacio amb una probabilitat de .99; aquest comportament incòmode se suprimeix eliminant, per motius no estadístics, dues seccions de la mostra del text de Gàlates que es comporta mal (1990: 196); (2) Apocalipsi 2-3 se li assigna a Pablo; aquest resultat vergonyós s'explica de manera poc convincent (1990: 220).

L'enfocament de Neumann és prometedor. No obstant això, els seus resultats varien molt a mesura que se seleccionen i deseleccionan variables i es modifiquen les mostres de text. Aquesta sensibilitat suggereix que les seves conclusions actuals són massa fràgils per a ser convincents.

D. Estudis de la Bíblia hebrea

La recerca sobre la Bíblia hebrea que utilitza tècniques estadístiques és massa extensa per a cobrir-la exhaustivament aquí. Algunes de les nostres entrades bibliogràfiques no reben discussió. Ens concentrarem en l'exposició d'estudis sobre estil / autoria i ortografia.

1. El problema d'Isaïes. una. Radday (1970). Per a la nostra crítica del treball de Radday sobre Isaïes, ens centrem en el seu llibre (1973) més que en el seu article anterior (1970). Després de rastrejar la història del problema d'Isaïes i contrarestar algunes crítiques d'abordar el problema a través de la lingüística estadística, Radday descriu la preparació del text d'Isaïes per a la seva anàlisi. S'utilitzen les consonants del text Letteris de 1852, havent-se resolt acuradament els homògrafs adjuntant a cada paraula un codi gramatical que indiqui si es tracta de: (1) un substantiu, (2) un verb finit, (3) un altre tipus de verb, (4) residu. Els límits de les oracions estan marcats. Com assenyala Radday, dur a terme aquest programa requereix una subtilesa considerable quant a la definició de "paraula", "part del discurs", "oració".

Una vegada preparats les dades, Radday examina les distribucions de la longitud de les oracions (1973: 65-92). Adverteix (1973: 66):

Però ha d'emfatitzar-se que abans que la prova de Yule [sobre distribucions de longitud d'oracions] es prengui com un mitjà infal·lible d'atribuir un text anònim a un determinat autor, la longitud de l'oració primer haurà de ser examinada en les obres d'un gran nombre d'escriptors. , cadascun en diversos períodes de la vida de l'autor i en diferents temes i gèneres de la seva producció literària. No abans que la variació "dins d'un" escriptor sigui prou coneguda, la longitud de l'oració es convertirà en un criteri prou creïble per a la comparació entre dos escriptors.

Radday immediatament ignora el seu propi consell, la seva raó és que molts altres han "posat la seva confiança en la prova de Yule".

Per a estudiar el comportament de parts d'un text d'un sol autor, Radday construeix dues mostres dividint un conjunt de 360 oracions escampades per Ezekiel (aproximadament el 20 per cent del llibre per recompte de paraules o versicles). Calcula els descriptors de la distribució de la longitud de l'oració per a cada mostra (mitjana, mitjana, primer quartil, tercer quartil, novè decil). Per globus ocular,decideix que cada parell està prou a prop excepte el tercer quartil. Però això -era d'esperar a causa del caràcter prosaic de la segona meitat del llibre on Ezequiel tracta amb oracions necessàriament més llargues sobre qüestions de culte i arquitectura- (1973: 77). La concordança de les estadístiques per a les dues meitats (mostrejades) d'Ezequiel "prova així per primera vegada que les propietats qualitatives individuals del llenguatge troben la seva expressió quantitativa també per als autors hebreus bíblics". Això és desconcertant. (1) Suposant que hi hagi una discrepància genuïna, no bastarà amb explicar-la simplement. (2) Fins i tot suposant que s'hagi demostrat satisfactòriament que Ezequiel és homogeni quant a la longitud de l'oració, el resultat és per a dues mostres d'un llibre, no per a "autors bíblics hebreus".

Radday després divideix Isaiah en trossos i calcula els descriptors de distribució de la longitud de l'oració per a cadascun. Més ull: -La longitud de l'oració per si sola justifica la suposició de dos Isaïes- (1973: 83).

Radday és conscient que es necessiten proves, més que impressions. Desafortunadament, es donen pocs detalls de les proves que usa i els resultats s'informen de manera confusa. Atès que les seves proves impliquen suposicions no provades sobre la distribució de la longitud de l'oració, analitzem les dades mitjançant l'anàlisi de taules de contingència. Pel fet que les dues parts d'Isaïes (capítols 1-35 i 40-66) cadascuna involucra gairebé mil oracions, la nostra anàlisi implica un pas addicional més enllà del que es va fer en C.3. Quan les taules de contingència involucren recomptes grans, les desviacions bastant lleus de les dades observades de les dades generades pel model es magnifiquen, la qual cosa porta a valors bastant grans de X 2 . (Recordi que quan X 2 està per sota d'un llindar crític, les desviacions de les dades observades de les dades estimades basades en un model s'atribueixen a fluctuacions estadístiques; quan X 2 excedeix el llindar, el model és rebutjat per considerar inadequadament les observacions). Per a evitar ser enganyats, usem una mesura d'associació, la v de Cramér, definida en el nostre cas per, on Nes el nombre de dades de la nostra taula (Andersen i Forbes 1986a: 23, 240). Aquesta quantitat varia entre zero i un. Un valor de zero indica que les variables de fila i columna de la taula de contingència són independents; els canvis en un no tenen cap efecte en l'altre. Un valor d'un indica que les dues variables estan completament associades, que covarían a l'uníson. Els valors intermedis impliquen graus intermedis d'associació. Per a les dues parts d'Isaïes, obtenim v Isaïes = .29; per a les dues mostres d'Ezequiel, trobem v Ezequiel= .33. Aquests resultats indiquen que el grau d'associació entre les porcions d'Isaïes i la longitud de l'oració (.29) és en realitat menor que entre les mostres d'Ezequiel i la longitud de l'oració (.33). Per tant, les raons de Radday per a assumir dos Isaïes condueixen per igual, o fins i tot una mica més fortament, a la suposició de dues Ezekiels, contra l'afirmació de Radday que Ezekiel és homogeni.

Radday next ocupa la longitud de les paraules, mesura tant per la síl·laba com pel recompte de fonemes. Concloent un estudi de treballs anteriors, comenta (1973: 99):

Resumint, es pot dir, amb la deguda cautela, que la longitud de les paraules no és una característica prou específica per a decidir problemes d'autoria impugnada, sempre que estigui aïllada. No obstant això, juntament amb altres paràmetres i dins de les limitacions de la lingüística estadística en general, la prova sembla prou de confiança com per a intentar-la.

Radday basa la seva anàlisi en: (1) paris de mostres de 250 paraules extretes de cinc "llibres bíblics irrefutablement homogenis": Oseas, Ezequiel, Job, Ester i Deuteronomi (500 paraules per llibre de control) i (2) trios de 250- mostres de paraules per a cadascuna de les seves sis seccions d'Isaïes. (Molts erudits troben que aquests llibres de control no són homogenis). Per als llibres de control, les distribucions de longitud de paraules mostren "una consistència notable", excepte en el cas de Job. "Però fins i tot allí, la incongruència entre les dues mostres és encara menor que dins de Tolstoi". Evidència de Guerra i PazHabiendo posat la seva ment en repòs, Radday procedeix a examinar el comportament d'Isaïes. "Cal admetre que [els] dades són, per al nostre propòsit, deficients". Al seu torn, s'introdueixen diverses altres mesures que incorporen informació sobre la longitud de les paraules per al recompte de síl·labes i fonemes. La nostra explicació de totes aquestes mesures consumiria una quantitat d'espai injustificable. Per tant, només prendrem una de les favorites de Radday, la redundància, que persistentment etiqueta erròniament com a entropia relativa. (La redundància és un menys l'entropia relativa.) Una exposició adequada del concepte de redundància està més enllà de l'abast d'aquest assaig. Per als propòsits actuals, la redundància pot veure's com una mesura del desaprofitament "" relatiu de símbols en un text donat. Si es poden eliminar molts símbols sense perdre el missatge d'un text, #aqueix text té un gran valor de redundància. Si la supressió de fins i tot un sol símbol afectaria el significat d'un text, #aqueix text té zero redundància. Estimar la redundància d'un text està plagat de subtileses (Johnson 1979: 221-23). Ens centrarem en només un d'aquests. Les estimacions de redundància de Radday per a Isaiah es donen en la Taula 6.

Quadre 6.

Redundàncies de seccions d'Isaïes

Secció

Capítols

Redundància

1-12

.30

13-23

.30

III

24-35

.36

40-48

.24

49-57

.35

58-66

.31

Per a Radday, la taula -prova la unitat de les Seccions I i II, mostra la Secció III com una part no relacionada del Primer ‘’ Isaïes, i la Secció IV com aïllada de la resta del llibre- (1973: 127). Però el pes d'aquestes conclusions és fins i tot més lleuger del que suggereixen els seus orígens impressionistes. Se'ns informa que hi ha cinc paraules de sis síl·labes en Isaïes (Radday 1973: 94). Les estimacions de redundància es basen en tres mostres de 250 paraules de cada part d'Isaïes, i depenen fonamentalment de la sort de provar paraules de sis síl·labes.(Això es deu al fet que l'estimador de redundància que usa Radday implica el logaritme del nombre màxim de síl·labes observat en qualsevol paraula en una mostra). Dóna la casualitat que les mostres de Radday perden la paraula de sis síl·labes en la Secció I i la de la Secció II. però inclogui els únics en les Seccions III, V i VI. (La secció IV no té una paraula de sis síl·labes.) Ara suposi que la sort del sorteig hagués atrapat les dues paraules de sis síl·labes en les seccions I i II en lloc de les dues en les seccions III i VI, un canvi en el mostreig de quatre paraules en mostres per un total de 4.500 paraules (0,1 per cent). Llavors, les estimacions de redundància serien les que es mostren en la Taula 7.

Quadre 7.

Redundància de seccions d'Isaïes sota mostreig alternatiu

Secció

Capítols

Redundància

1-12

.38

13-23

.37

III

24-35

.36

40-48

.24

49-57

.35

58-66

.23

Aquests resultats provarien la unitat de les Seccions I, II i III, mostrarien la Secció V com una part dislocada del -Primer- Isaïes, i mostrarien les Seccions IV i VI com formant Deutero-Isaïes? Tota una revolució basada en el mostreig o no mostreig de quatre paraules. Clarament, és millor no utilitzar un criteri tan sensible.

A continuació, Radday considera les freqüències relatives de les parts del discurs. Els seus resultats per a llibres únics i homogenis

semblen arruïnar tota esperança d'haver descobert aquí un mitjà diacrític per a determinar l'autoria. Malgrat això, les categories de paraules es van comptar per a Isaïes [141]. . . Les seccions I i II són molt similars i les seccions I i IV són diametralment oposades entre si [154].

Llavors, un criteri que falla en els textos de control s'usa no obstant això en Isaïes com si les proves de control haguessin provat la seva validesa. L'abandó triomfa sobre el mètode del so.

Després vénen les transicions entre les parts del discurs. La comparació de les freqüències de transició entre parells de mostres d'un llibre determinat revela alguns casos en els quals les taxes difereixen d'una mostra a una altra. La taula de recomptes de desviacions excessives de freqüències de transició.

marques només tenen dificultats per a anar en el cas que les seccions I [capítols 1-12] i III [Capítols 24-35] tenen un origen comú i, exactament! -dues vegades tan difícil de creure que Isaïes ben Amoz que segurament va escriure Secció I [capítols 1-12] també va escriure la Secció IV [capítols 40-48].

Elimina les transicions per a "parts del discurs que es realitzen feblement", és a dir, per a preposicions més pronoms lliures, conjuncions lliures, residua i oclusives. Però conserva els noms propis i els verbs no finits malgrat el fet que aquests són més febles que algunes de les categories que ha eliminat. Les mesures de similitud de Radday són ad hoc. Quan examinem les transicions (a través de l'anàlisi de la taula de contingència), trobem que les Seccions III (capítols 24-35) i V (capítols 49-57), per a les quals Radday no mostra resultats, són més similars que les Seccions I (capítols 1- 12) i II (capítols 13-23), per als quals sí mostra resultats. Hem de concloure que les seccions III i V tenen el mateix autor?

Considera les freqüències de les partícules. Els -textos de control de Radday són llibres generalment considerats més o menys homogenis- (1973: 198). S'inclou Gènesi. Per a les seves sis seccions bàsiques, Radday troba que el percentatge del vocabulari contribuït per les seves quatre partícules (la seva "f r ") és com es mostra en la Taula 8.

Quadre 8.

Freqüències de partícules en seccions d'Isaïes

Secció

III

f r :

6.03

6.04

4,74

2,55

5.79

4,96

De la taula, conclou:

El caràcter especial de la Secció IV. . . es converteix en absolut aquí: El seu percentatge no sols és el més baix, sinó en un 50% més baix que el segon més baix (Secció III). A més, els valors de les Seccions I i II són novament idèntics fins a un centè de pc [percentatge], la Secció III es comporta de manera diferent a les seves veïnes i les Seccions V i VAIG VEURE almenys no són diferents.

Els errors aritmètics espatllen aquesta taula. Segons els recomptes de Radday, hauria de llegir-se com es mostra en la Taula 9.

Quadre 9.

Freqüències de partícules corregides en seccions d'Isaïes

Secció

III

f r :

6,00

4.09

4,71

2,41

5.80

4,94

Les seccions I i II ja no mostren un estrany acord.

I així continua a través del vocabulari relacionat amb la "guerra", la riquesa del vocabulari i l'excentricitat del vocabulari. S'introdueixen criteris de poder d'especificació d'autor no provat. No s'expliquen els mètodes. Es generen resultats. L'evidència confirmatòria es presenta amb fanfàrria. L'evidència contrària s'explica. Finalment (1973: 274-76), Radday arriba a cinc conclusions:

a) El llibre es compon de dues parts, és a dir, capítols. 1-35 i caps. 40-66.

b) Les parts més disímiles són els capítols. 1-12 i caps. 40-48. Atès que Isaïes ben Amoz va ser sens dubte l'autor del primer, no pot haver escrit el segon.

c) Cap. 13-23 ha d'atribuir-se amb un alt grau de probabilitat a l'autor dels capítols. 1-12, és a dir, al mateix Isaïes.

d) Cap. 49-57 i 58-66 mostren tantes afinitats entre si i tan poques amb la resta del llibre que un ha d'atribuir-les a un altre profeta més.

e) Quant als caps. 23-35 el veredicte no és concloent, però pertanyen en qualsevol cas a la primera part del llibre.

La publicació del llibre de Radday (i els seus articles predecessors) va resultar en diversos comentaris i revisions. Almagor (1971) va criticar a Radday per confiar en impressions i no en estadístiques, per ignorar la interrelació de les seves dades i per arribar a conclusions subjectives. Drake (1971) va veure el treball de Radday com a prematur, ja que no sabem quants paràmetres defineixen inequívocament l'estil d'un autor, ja que no entenem les causes de les variacions intraautor (audiència, forma, intenció, salut?), Ja que ha Encara no s'ha demostrat que dues obres del mateix autor siguin necessàriament més similars que dos d'autors diferents, i atès que no sabem què tan bé un escriptor pot imitar a un altre. Morton (1974) va predir la resistència al treball de Radday, ja que els erudits bíblics "rares vegades són numeraris i tendeixen a resistir-se a la introducció de noves tècniques que els obliguen a millorar la seva educació en un nivell". Desitjava que Radday hagués demostrat la validesa de les seves proves, les hagués explicat amb més detall i hagués il·lustrat les diferències demostrades donant exemples del text. Però que l'evidència va donar suport a les conclusions -és difícil de dubtar. . . A partir d'ara, els estudis de l'Antic Testament en general i l'estudi d'Isaïes en particular es troben en un terreny nou ". Wagner (1977) va considerar que la major part del llibre estava dedicada a -un tractament estadístic ben documentat i, de fet, provocatiu. . . Si està disposat a pensar en les implicacions de revisar el seu enfocament, ha de llegir el volum ". -Desitjava que Radday hagués demostrat la validesa de les seves proves, les hagués explicat amb més detall i hagués il·lustrat les diferències demostrades donant exemples del text. Però que l'evidència va donar suport a les conclusions -és difícil de dubtar. . . A partir d'ara, els estudis de l'Antic Testament en general i l'estudi d'Isaïes en particular es troben en un terreny nou ". Wagner (1977) va considerar que la major part del llibre estava dedicada a -un tractament estadístic ben documentat i, de fet, provocatiu. . . Si està disposat a pensar en les implicacions de revisar el seu enfocament, ha de llegir el volum ". -Desitjava que Radday hagués demostrat la validesa de les seves proves, les hagués explicat amb més detall i hagués il·lustrat les diferències demostrades donant exemples del text. Però que l'evidència va donar suport a les conclusions -és difícil de dubtar. . . A partir d'ara, els estudis de l'Antic Testament en general i l'estudi d'Isaïes en particular es troben en un terreny nou ". Wagner (1977) va considerar que la major part del llibre estava dedicada a -un tractament estadístic ben documentat i, de fet, provocatiu. . . Si està disposat a pensar en les implicacions de revisar el seu enfocament, ha de llegir el volum ". A partir d'ara, els estudis de l'Antic Testament en general i l'estudi d'Isaïes en particular es troben en un terreny nou ". Wagner (1977) va considerar que la major part del llibre estava dedicada a -un tractament estadístic ben documentat i, de fet, provocatiu. . . Si està disposat a pensar en les implicacions de revisar el seu enfocament, ha de llegir el volum ". A partir d'ara, els estudis de l'Antic Testament en general i l'estudi d'Isaïes en particular es troben en un terreny nou ". Wagner (1977) va considerar que la major part del llibre estava dedicada a -un tractament estadístic ben documentat i, de fet, provocatiu. . . Si està disposat a pensar en les implicacions de revisar el seu enfocament, ha de llegir el volum ".

És gairebé impossible determinar la solidesa de les dades de Radday ja que els capítols, versicles i parts de versicles s'han eliminat i els oracles retinguts dels capítols 36-40 aparentment empeltats en els capítols 1-12.

Radday fa ús repetidament de mostres bastant curtes de textos de control (i de fet d'Isaïes). En el seu treball s'aprecia poca preocupació pels efectes de la grandària de la mostra. Cal registrar un profund malestar #al respecte. Quant a l'estat dels mètodes, les salvaguardes evidents en el seu ús i les conclusions basades en els seus resultats, el comentari anterior ha demostrat reiteradament errors fonamentals que desacrediten els seus resultats.

B. Adams i Rencher (1973). En resposta a la revisió favorable de Morton del treball de Radday sobre Isaiah, Adams (1974) va presentar tres crítiques: (1) l'absència d'una base adequada per a un mètode no és excusa per a usar-lo com si tot estigués bé; (2) la responsabilitat de l'ús adequat de les proves estadístiques recau en els seus usuaris; (3) Les conclusions de Radday no es deriven de les seves dades. Adams va informar: -apliquem procediments estadístics a les dades que ens va proporcionar Radday i descobrim que els resultats no recolzaven les seves conclusions- (1974: 86). Adams es refereix aquí al seu treball de tesi doctoral que ell i el seu director de tesi van publicar en resum (Adams i Rencher 1973).

Adams i Rencher (1973: 151; d'ara endavant AR) assenyalen que els mètodes per a atribuir un text a un d'un parell d'autors contendents, per a cadascun dels quals un té un cos de treball conegut, són bastant diferents dels mètodes apropiats per al Problema d'Isaïes, on es determina el nombre d'autors. Aquesta és una idea sòlida.

AR (1973: 151) sosté que per al problema d'Isaïes, les mesures d'associació (similitud) són més apropiades que les mesures de diferències significatives. Ésta és una afirmació errònia. Les mesures de similitud tendeixen a centrar-se en la cohesió entre objectes, mentre que les mesures de diferència significativa tendeixen a centrar-se en el seu aïllament. Però AR certament és lliure d'usar mesures de similitud.

Per a determinar el grau de similitud entre dos textos, la RA es basa en la correlació del moment del producte. (També utilitzen l'anomenada distància de Mahalanobis, que aporta poc més que complexitat a la seva anàlisi). La correlació producte-moment mesura el grau de similitud entre dos objectes en termes dels seus atributs en una escala que va de menys un a més un. Com més similars siguin els textos, més prop de més un estarà la correlació del moment del producte derivada dels seus valors d'atribut.

Quant a l'elecció dels atributs de text específics de l'autor, AR afirma (1973: 151): "L'ús de prefixos és potser un dels elements estilístics més pertinents per a determinar l'autoria en el text hebreu". El seu argument bastant discutible és que les preposicions proclítiques hebrees corresponen a paraules funcionals propenses a l'hàbit en anglès, molt utilitzades en estudis sobre l'autoria d'obres en anglès (per exemple, Mosteller i Wallace 1984) i, per tant, són bons marcadors per a especificar l'autor. Recordi que Herdan (1966: 172-74), Damerau (1975) i Morton (1978: 102) han advertit contra l'ús de paraules funcionals. Ara com ara, seguim l'argument de A-R, mantenint en suspens l'escepticisme respecte a l'especificitat de l'autor de les freqüències de preposició proclítica.

Amb els atributs característics seleccionats (preposicions proclítiques hebrees) i amb una mesura d'associació decidida (correlació del moment del producte), els analistes es van encaminar cap als seus dos objectius (1973: 151):

1) compari les dues seccions principals del llibre d'Isaïes entre si i amb cadascuna d'elles. . . onze textos de control (comparació entre textos) i 2) examinen el llibre d'Isaïes i cadascun dels 11 textos de control per a comprovar la coherència interna de l'estil.

[39]

Aquest és un escenari sòlid. Les mostres s'extreuen dels onze llibres de control (Jeremies, Ezequiel, Oseas, Amós, Miqueas, Habacuc, Zacarías, Malaquías, Daniel, Esdras i Nehemías); Isaïes es divideix en dues parts (Isa-A [capítols 1-39] i Isa-B [capítols 40-66]); per raons tècniques, només s'estudien divuit de les vint-i-quatre preposicions proclítiques que troben en Isaïes. D'això sorgeixen -potser els resultats més destacats d'aquest estudi- (1973: 152), les correlacions entre els llibres de control i parts d'Isaïes. La Taula 10 mostra aquests.

Quadre 10.

Correccions entre (mostres de) llibres

Isa-A

Isa-B

Jer

Ezek

Hos

Amós

Micròfon

Hab

Zech

Mal

Donen

Esdras

Isa-B

.98

Jer

.97

.93

Ezek

.96

.93

.95

Hos

.93

.96

.85

.87

Amós

.97

.91

.98

.85

Micròfon

.97

.92

.95

.94

Hab

.99

.96

.95

.94

.95

.98

Zech

.93

.86

.96

.93

.78

.97

.85

.90

Mal

.98

.97

.92

.96

.89

.93

.94

.96

.91

Donen

.96

.91

.90

.89

.95

.88

.97

Esdras

.96

.93

.98

.91

.83

.94

.89

.95

.93

.92

.95

Neh

.92

.86

.93

.88

0,75

.92

.83

.990

.91

.88

.95

Amb base en aquests resultats, AR conclou (1973: 154):

La correlació entre les dues seccions del llibre d'Isaïes va ser de 0,98, una indicació de la similitud general en les taxes d'ús i no ús de prefixos. Només dos de les altres 77 comparacions van ser tan altes. Això és menys del que caldria esperar de les lleis de l'atzar quan es fan tantes comparacions.

De fet, només dues correlacions van ser més altes que entre les seccions d'Isaïes; en total, set "eren tan alts". Els investigadors havien evitat prèviament una interpretació probabilística del coeficient de correlació, i ara és curiós que se'ls digui que un parell particular de correlacions que excedeixen al trobat entre les seccions d'Isaïes només s'espera "de les lleis de l'atzar". Atès que les grans correlacions s'utilitzen per a defensar la unitat d'Isaïes, un es pregunta per què l'argument no s'estén a afirmar que l'únic escriptor d'Isaïes també va escriure Habacuc.

A continuació, AR determini un conjunt de nou preposicions proclítiques que són "les més úniques per a totes dues seccions d'Isaïes". Les correlacions resultants es presenten a tres llocs de decimal i revelen que cap correlació iguala el valor de 1.000 obtingut per a la comparació de les dues seccions d'Isaïes. "Les comparacions estadístiques d'intratexto amb variació entre textos van indicar que existeix un alt grau de similitud d'autoria per al llibre d'Isaïes". No és clar com van arribar a les preposicions proclítiques "més singulars". De fet, tota aquesta línia de recerca implica un "maneig especial". Si els investigadors no haguessin recorregut a la precisió fictícia implícita en una visualització de correlacions amb tres decimals, els seus resultats (arrodonits a dos decimals) haurien inclòs nou parells de textos amb correlacions de 1,00.

Segueixen breus notes d'estudis d'arrels hebrees exclusives d'Isaïes, de freqüències d'arrel i de repetició de frases. No obstant això, el pes de l'estudi es manté en la freqüència de l'ús de preposició proclítica.

Quant a la solidesa de les dades en els quals es basa l'estudi, hem utilitzat el text d'Isaïes d'Andersen-Forbes (AF) per a determinar la incidència de les preposicions proclítiques. Atès que les taxes dels onze textos de control es basen en mostres aleatòries, no podem verificar-les directament. La RA no dóna recomptes reals, sinó que enumera recomptes per cinc mil paraules. Les comparacions per a les preposicions proclítiques simples es mostren en la Taula 11.

Quadre 11.

Freqüències de prefixos preposicionals

Isa-A

Isa-B

Prefix

Sentit

Arkansas

B-

688

715

676

673

els

7552

787

467

466

1834

1965

1884

2056

igual que

231

236

219

223

per a

700

702

863

855

metre-

446

300

521

403

Algunes de les diferències són considerables. Per a les preposicions proclítiques compostes, els recomptes són petits i AR troba alguns que nosaltres no i viceversa. Quan usem el nostre inventari de preposicions proclítiques per a calcular la correlació entre Isa-A i Isa-B, obtenim el mateix valor (.98) que AR. Les dades semblen prou sòlids.

Quan passem a l'adequació de les grandàries de les mostres, ens trobem amb l'error estadístic fatal d'aquest treball. AR (1973) no dóna la grandària de les mostres extretes dels textos de control. La tesi d'Adams (1972) conté la informació necessària: mostres de 500 paraules. Aquestes són mostres petites, especialment quan s'estan estimant les freqüències d'alguns esdeveniments bastant rars. El punt pot concretar-se mitjançant dos tipus d'experiments.

Suposi que en lloc d'usar els textos complets per a obtenir freqüències de preposició proclítica per a Isaïes, AR hagués usat mostres de 500 paraules. Utilitzant un mostreig aleatori, extraiem una mostra de 500 paraules d'Isa-A i una d'Isa-B. Usant les freqüències de preposició proclítica basades en aquestes mostres, obtenim una correlació intratexto per a Isaïes de .87. Les correlacions per a quaranta-set dels cinquanta-cinc parells de textos de control superen aquest valor. Hem d'inferir la desunió d'Isaïes?

Alternativament, per a mostrar els efectes de la grandària de la mostra, podem derivar freqüències de preposició proclítica per a Jeremies i Ezequiel basades en els llibres complets. Les correlacions per als llibres complets estan més prop de la unitat que les basades en mostres, com a mostra la Taula 12. (Per a fins comparatius, les correlacions d'AR s'inclouen entre parèntesis).

Quadre 12.

Correlacions de mostres grans entre llibres

Text

Isa-A

Isa-B

Jer

Isa-B

.98 (.98)

Jer

.98 (.97)

.94 (.93)

Ezek

1,00 (0,96)

.97 (.93)

.99 (.95)

La superior homogeneïtat intratexto d'Isaïes en comparació amb l'homogeneïtat intertexto dels llibres de control trobats per AR és un artefacte resultant d'un mostreig inadequat.

C. Weil (1974). Weil (1974: 29) desconfia de l'ús d'estadístiques inferencials. Rebutja gran part del treball en lingüística estadística perquè, subjacent, troba suposicions incorrectes que les dades obeeixen a la distribució gaussiana i perquè considera que les proves s'utilitzen incorrectament. (Afirma que la prova de chi-quadrat se sol utilitzar fora del seu domini propi). -Aquestes consideracions ens han portat, de moment, a rebutjar els mètodes d'anàlisi estadística per a centrar-nos en models que s'ajustin millor a les dades que estem tractant- ( 1974: 30).

Weil opta pels mètodes d'estadística descriptiva: anàlisi factorial, classificació automàtica, anàlisi multidimensional. Si bé la seva acusació de l'ús d'estadístiques inferencials és massa general, el seu ús d'estadístiques descriptives és certament acceptable. No obstant això, presentar presentacions de dades i desafiar al lector al fet que vegi patrons en ells no és tan diferent d'usar els mètodes d'estadística inferencial d'una manera poc estricta com la que van avançar Adams i Rencher. En tots dos casos, les probabilitats no estan vinculades als resultats i el lector ha de decidir què és significatiu.

Respecte al problema d'Isaïes, Weil evita prejutjar la composició dels subconjunts de text treballant en termes de petits blocs de capítols (capítols 1-5, 6-10,…, 60-66). Per als seus atributs de text, Weil usa les freqüències d'ocurrència de les cent paraules més freqüents en Isaïes. Quan els blocs de capítols es classifiquen automàticament mitjançant l'agrupació jeràrquica, sorgeixen quatre grups principals: els capítols 41 a 50, els capítols 1 a 35, els capítols 51 a 66 i els capítols 36 a 40. Deutero-Isaiah i la resta es van separar primer; després la resta es divideix en Proto- i Trito-Isaïes, amb els capítols paral·lels de Reis -transitoris-. Més recentment, utilitzant les vuitanta-nou paraules més freqüents, obté un patró idèntic d'agrupament (Weil 1979). Weil ha demostrat que, en termes de paraules d'ús freqüent, Isaïes s'agrupa de maneres bastant interessants.

L'agrupament " jeràrquic" esmentat anteriorment utilitza una taula d'atributs de text per a calcular distàncies entre porcions de text. Aquests, al seu torn, s'utilitzen per a agrupar els textos en grups explícits. Un conjunt alternatiu d'enfocaments, els anomenats "mètodes geomètrics", aproxima les relacions de distància dels textos en un espai de baixa dimensió i deixa que l'observador humà determini quins elements s'agrupen naturalment en grups (Andersen i Forbes 1986b; Freedman , Forbes i Andersen 1991). Weil i els seus col·legues han utilitzat un d'aquests mètodes, l'anàlisi de correspondència, per a analitzar a Isaiah (Weil 1979, un resum estès d'una exposició més completa en Weil, Salem i Serfaty 1976). Troben que aquest mètode, que funciona en termes de capítols individuals, produeix resultats bastant concordes amb els obtinguts a través de l'agrupació jeràrquica. Més significativament, validen els seus resultats estudiant les distàncies dels diferents capítols als centres dels grups dels quals semblen ser membres. També demostren que la representació de les seves dades en un pla no distorsiona indegudament les relacions de distància entre els capítols. Des de la perspectiva estadística, aquest és una bona feina.

Pel que fa a la solidesa de les dades, generalment es considera que els textos de Weil són molt precisos. Sembla segur que les grandàries de mostra utilitzats són suficients per a la tasca: treballant amb blocs d'un, tres i cinc capítols i utilitzant mètodes jeràrquics i geomètrics, Weil i el seu grup demostren l'estabilitat dels seus resultats. Els seus mètodes es coneixen bé. No estan exempts de dificultats, però en realitzar estudis subsidiaris de validació, Weil i els seus col·legues han implementat excel·lents garanties. Però com l'anàlisi es basa completament en recomptes freqüents de paraules, no és clar quines conclusions es justifiquen.

2. Composició oral i escrita: Bee (1971). Bee ha avançat dues nocions que troba útils en l'anàlisi de textos bíblics. Primer, la freqüència relativa dels verbs permet -identificar i classificar les unitats del text. . . És necessari suposar que en molts casos una diferència d'origen anirà acompanyada d'una diferència en la freqüència dels verbs -(Bee 1971: 406). Però els canvis en el tema també poden afectar la freqüència dels verbs, "per la qual cosa l'exercici d'un judici educat és essencial". Si x i és el recompte de paraules fins a l'i- ésimo verb, llavors la gràfica d'i versus x i , la taula de suma acumulativa de verbs, es poden examinar per a detectar canvis en la taxa d'ús de verbs en discernir canvis en el pendent de la trama. Això porta a la segona noció de Bee: les paraules àtones estan lligades als seus successors pel maqqeph, el "guió" hebreu. Si un se centra en qüestions gramaticals, pot tractar el maqqeph com un espai, de manera que cada parell suturat es compti com dues paraules; si un se centra en la pronunciació, un parell suturat pot explicar-se com una paraula. Per tant, es poden construir dos gràfics que indiquin la taxa d'ús de verbs: (1) el gràfic MS ( maqqeph per separat) i (2) el gràfic MC ( maqqeph conjunt). Si l'atenció de l'autor estava en les paraules com a unitats gramaticals, com s'esperaria per a la composició escrita, la taula de MS seria apropiada per a l'anàlisi; si l'atenció se centrés en les paraules a mesura que es pronuncien, com s'esperaria per a la composició oral, la taula de MC seria apropiada. Si el "gràfic correcte" mostra una trama que està ben ajustada per una línia recta, llavors no hi ha cap canvi evident en l'estil. En determinar quina és la millor taula per a un conjunt de verbs (ja sigui mitjançant inspecció o mitjançant proves estadístiques), es pot determinar l'origen, escrit o oral, d'un text. I en discernir quan canvia el pendent del segment de línia que millor s'ajusta, es poden subdividir els textos en unitats.

En una sèrie d'articles, Bee aplica aquestes idees per a determinar quin d'un parell de textos paral·lels és l'anterior, per a avaluar la unitat de diversos passatges, per a determinar el pedigrí de diverses fonts documentals (Bee 1971; 1972; 1973; 1979).

Tot això és indubtablement intel·ligent, però està obert a crítiques devastadores. MP Weitzman (1981) ha presentat una anàlisi bastant detallada del mètode de Bee. Les seves crítiques són que: (1) les proves imputen al llenguatge una aleatorietat insostenible; (2) la definició de "verb" no és senzilla; (3) els canvis en la freqüència dels verbs poden tenir causes distintes als canvis en l'autoria (que Bee sempre ha admès); (4) la ubicació de maqqephes bastant variable, la qual cosa fa que el seu ús no sigui de confiança; (5) el "treball sobre Deuteronomi mostra #aqueix selectivitat i manipulació que genera desconfiança en les estadístiques"; (6) "la prova de l'origen compost és irremeiablement massa sensible"; (7) -la prova de composició oral o escrita també és massa sensible-. Bee (1983) respon a les crítiques de Weitzman, refutant amb èxit la primera, però la resta ha de mantenir-se. (Bee també ha proposat una fórmula de datació de text profètic. Consulti la crítica de Becking [1980] amb la resposta de Bee [1980], que proporciona l'entrada a una sèrie d'articles).

3. La hipòtesi documental. una. Chenique (1967). La major part de la tesi inèdita de Chenique s'ocupa dels problemes abordats mentre ell i GE Weil preparaven textos hebreus per a l'anàlisi informàtica. Un capítol (III, quaranta-quatre pàgines) ofereix resultats esquemàtics de les anàlisis dels primers onze capítols del Gènesi. Ell subdivideix els capítols triats de tres maneres: (1) CREACIÓ (1: 1-6: 8, 146 versos) versus Diluvi (6: 9-11: 32, 153 versos) versus TOUT; (2) YAVISTE ( J , 147 versos) versus ELOHISTE ( P , 152 versos), com ho defineix la Bíblia de Jerusalem; (3) Gènesi capítol 1 (31 versicles) versus 3 (24 versicles) versus 9: 1-17. Les dues primeres subdivisions involucren àmplies mostres de text.

Com a característiques rellevants del text, investiga les freqüències dels grafemes, la longitud de les paraules (en "lletres"), l'entropia del text i les relacions entre el rang de les paraules i la freqüència. No hi ha cap intent d'avaluar el poder d'especificació de l'autor d'aquestes característiques del text. (No obstant això, se cita el treball de Pierre Guiraud).

Les proves estadístiques utilitzades són bastant simples i consisteixen en verificacions de superposició d'intervals de confiança i proves de significança de diferències en les mitjanes (proves t). Aquest tipus de proves van ser utilitzades anteriorment per Morton i més tard per Radday i associats. (Des de llavors han estat rebutjats per Weil per considerar-los inapropiats). Desafortunadament, Chenique busca diferències significatives a través d'anàlisis marginals. És a dir, estudia el comportament dels seus atributs per a cada tipus de subdivisió per separat (CREACIÓ versus Diluvi, YAVISTE versus ELOHISTE, Capítol 1 versus Capítol 3, i així successivament). Aquesta estratègia pot resultar bastant enganyosa quan existeixen interaccions entre els conjunts de variables tractades per separat.

Havent trobat diferències significatives entre YAVISTE i ELOHISTE pel que fa a les freqüències dels grafemes, Chenique afirma que la seva explicació no és per a l'estadística sinó perquè l'exegesi la determini (1967: III.5). En trobar que el contingut de la informació (en termes d'entropia de lletres) és major en DELUGE, YAVISTE, i el Capítol 3 que en CREATION i ELOHISTE, ell comenta que la hipòtesi de dues o més "llenguatges" no està provada per això, però es reté per a verificació posterior (1967: III.9). (Afirma que les entropies són característiques d'un autor [1967: III.9].) Usant la proporció d'elements de vocabulari (V) a paraules totals (N), troba que el vocabulari del YAVISTE és més ric que el de l'ELOHISTE (1967: III.13).

S. Talmon caracteritza les conclusions de Chenique així (Talmon 1985: 227): -François Chenique. . . sosté que una anàlisi realitzada amb una calculateur électronique sustenta la Hipòtesi Documental respectiva al Gènesi cap. 1-11 -. Això no reclama ni massa ni massa poc.

B. Weil (1974). Weil i els seus col·laboradors han estudiat el Pentateuco amb un cert detall. En els seus primers treballs (1974: 30), analitzen els capítols del Pentateuco utilitzant recomptes de grafemes. Descobreixen quatre grups, que Weil troba relacionats amb els tipus de redacció que encarnen: (1) promulgació declarativa de la llei, (2) promulgació imperativa de la llei, (3) narrativa general i (4) informes de censos, viatges i batalles. Weil descriu dos grups, els llibres del Pentateuco formant un grup en forma de plàtan que gairebé toca el grup en forma de pera dels Profetes. Els capítols d'Èxode s'agrupen en termes dels seus temes. Weil comenta que s'han realitzat anàlisis basades en seqüències de grafemes, recomptes de paraules freqüents i "fets lingüístics rars". No es donen detalls ni resultats.

També presenta un mètode interessant per a estudiar el tipus de discurs. Examina el comportament de, on NV és el recompte de verbs en un text, NP és el recompte de partícules i NM és el recompte de paraules ("mots"). Quan aquest índex és positiu, es tracta de poesia; quan és negatiu, es tracta de prosa.

En un altre treball, Weil (1981a) analitza l'agrupació dels capítols del Pentateuco i examina la distribució de parts del discurs en el Pentateuco i els tres Profetes Majors.

C. Radday i col. (mil nou-cents vuitanta-dos). Primer en un article de revista (Radday et al. 1982) i després en una monografia (Radday i Shore 1985), Radday i els seus col·legues han reprès la Hipòtesi Documental per a Gènesi. A causa de les serioses implicacions d'aquest estudi, primer abordem diversos temes de l'A.3 anterior.

Solidesa de les dades: cada paraula del Gènesi del text Letteris de 1852 està etiquetada amb les seves especificacions gramaticals, la seva longitud en fonemes, els seus afixos, de quina font documental prové (J, E o P), la seva cita i si és parla directa humana (H) o parla directa divina ( D ) o narració (N).

És amb l'elecció de la versió de la Hipòtesi documental que un ha de prendre una decisió extenuant. Radday ens assegura que si sorgeixen resultats sòlids de les seves fonts, un podria esperar resultats bastant similars usant assignacions "en una forma una mica modificada" (1985: 19). Usant el text de Gènesi d'Andersen-Forbes, trobem les diferències entre les assignacions de Radday i Eissfeldt (de la seva Hexateuchsynopsis ) que es mostren en la Taula 13. Les files són assignacions de Radday i les columnes són d'Eissfeldt. Per tant, Radday assigna 9.100 paraules a J, de les quals Eissfeldt assigna 7.247 a J, 1.459 a E i 394 a P. I així successivament. (No hem compost ni números ni topònims. Hem eliminat 573 paraules formatades com a poesia en BHS ).

Quadre 13.

Assignacions de documents de Radday versus Eissfeldt

Eissfeldt

Radday

el meu

PAG

Total

7247

1459

394

9100

el meu

3283

3221

282

6786

PAG

517

3551

4089

Total

11047

4701

4227

19975

En general, el trenta per cent de les assignacions de Radday difereixen de les d'Eissfeldt. (Per a J, 20%; per a E, 53%; per a P, 13%). Fonamentalment, l'anàlisi de Radday no confronta una Hipòtesi Documental que la majoria reconeixeria.

En un moviment lloable per a permetre que uns altres avaluïn el seu treball de manera més completa, Radday i col·laboradors (1985: 237-52) han publicat les dades sobre els quals es basa el seu llibre. Hem verificat dos de les seves mostres de text, la Mostra n. ° 1 i la Mostra n. ° 29. (Aquests van ser seleccionats perquè són les primeres mostres narratives de P i de J [1985: 25].)

Study of Sample # 29 (1985: 241) revela un tipus de dificultat. La seva entrada més petita és .485 per cent, que considerem que correspon a un recompte d'un dividit per la grandària de la mostra, la qual cosa llança una grandària de mostra de 206 paraules. Segons la Taula 1.3 (1985: 25), els éssers materials en Gènesis 2: 5 i s'estén fins a Gènesi 2.19; d'acord amb la Taula 1.1 (1985: 20), el material comença en Gènesi 2: 4. El tram des de Gènesi 2: 4 fins a Gènesi 2.19 té 211 paraules. Eliminar Gen 2: 4 redueix la mostra a 206 paraules. (No sols Gen 1: 2-2: 3 s'ha descartat pel motiu equivocat que és poesia, sinó que Gen 2: 4 s'ha descartat inadvertidament). Com a prova, comptem el nombre d'articles definits i el nombre de possibles portadors de l'article. La proporció d'aquests dos és el criteri n. ° 18 de Radday. Obtenim, que és exactament el que té Radday. Però hi ha un lapse involucrat en la definició de la Mostra # 29. És la primera de les mostres narratives de J (NJ). De fet, hi ha vint-i-set paraules de parla divina (DJ) incrustades en la mostra, divuit paraules en Gènesis 2.17 i nou paraules en Gènesis 2.18. Per tant, la mostra no és pura narrativa J. Això genera preocupacions sobre l'etiquetatge de les dades en general.

L'examen de la mostra n. ° 1 planteja altres preocupacions. Radday analitza en termes de cinquanta-quatre "criteris" calculats per a cada mostra de text (d'al voltant de 200 paraules). Els criteris # 1- # 10 donen les freqüències relatives, en la mostra de text donada, de paraules que tenen dues, tres,. . . , deu i més de deu fonemes. Per tant, agregar les entrades de la taula d'una mostra per als primers deu criteris junts hauria de produir un 100%, com ocorre. (Tingui en compte que aquests deu criteris no són independents, ja que el coneixement de nou qualsevol permet determinar el dècim).

Radday divideix el seu vocabulari en cinc famílies (substantiu [N], verb finit [F], verb no finit [V], preposició o pronom [P], i -conjuncions coordinades, adverbis i la resta- [C]). L'agrupació de preposicions i pronoms és estranya, igual que la naturalesa "ragbag" de la classe C. Utilitza "L" per als noms propis, "en la majoria dels recomptes se sumen a N". Afegint un símbol per a la parada al final d'un vers (S), calcula les freqüències relatives de les trenta-cinc transicions teòricament possibles entre aquestes sis categories. Els criteris # 20- # 25 descriuen les transicions de substantiu a alguna cosa (Ν (ρ)?); # 26- # 31, transicions finites de verb a alguna cosa (F (ρ)?); # 32- # 37, transicions no finites de verb a alguna cosa (V (ρ)?); # 38- # 43, transicions de preposició o pronom a alguna cosa (Π (ρ)?); # 44- # 49, transicions de palla a alguna cosa (Χ (ρ)?); i # 50- # 54,

L'estudi de les dades de transició condueix a diverses observacions inquietants. (1) En la taula resumeixen del conjunt de criteris (1985: 30), Radday té "conjuncions subordinades" en tots els llocs on esperem la classe de residu (C). Probablement es tracta d'un error tipogràfic, perquè es pretenia -conjunció de coordinació- (C). En qualsevol cas, existeix un problema. Sabem per l'entrada del criteri n. ° 17, i hem verificat directament, que hi ha una conjunció subordinada en la mostra, seguida d'un verb finit. Però, per a la Mostra n. ° 1, la taula dóna el criteri n. ° 45, transició C (ρ) F, com .0000.

(2) Una classificació gramatical que inclou una categoria per a "la resta" és exhaustiva. Per tant, si se sumen els criteris # 20- # 54, s'ha d'obtenir una suma del 100%. Un no ho fa. Per exemple, aquests criteris sumen 77,05% per a la Mostra n. ° 1. S'han omès algunes transicions. Quins són i per què falten?

(3) Radday (1985: 29) ens informa que dels cinquanta-quatre criteris, – ens. 24, 30, 36, 42-49 i 54, en total onze, no es realitzen en absolut en Gènesi ". De fet, hi ha moltes entrades distintes de zero per al criteri n. ° 43. Els deu criteris restants són precisament aquells que involucren la classe residual de paraules (C). Això significa que la classe que consisteix a -coordinar conjuncions, adverbis i la resta- (C) està buida en Gènesi. Això no pot ser. Què ha fallat i en quina etapa de l'anàlisi?

Grandària de la mostra: s'adopta des del principi una grandària de mostra de 200 paraules per mostra (1985: 23). Més tard, se dóna una raó per a usar mostres de 200 paraules (1985: 60-61), però aquesta grandària de mostra és el resultat de la decisió inexplicable "que estableix el criteri que almenys tres mostres estiguin disponibles per a qualsevol de les nou cel·les" en el Quadre de les combinacions de document i tipus de discurs (1985: 62). De fet, doslas cel·les, ni una com diu Radday, tenen molt poques paraules per a permetre tres mostres de 200 paraules. Tingui en compte que molts dels valors de criteri per a una mostra es determinaran mostrejant considerablement menys de 200 paraules. Per exemple, el criteri d'article definit (# 18) és la fracció de paraules que té l'article en relació amb totes les que en teoria podria. En tot el llibre de Gènesi, aproximadament el 20 per cent de les paraules són portadors potencials de l'article definit. Així, en mitjana, les xifres d'incidència de l'article definit es basen en unes quaranta paraules per mostra, un número bastant limitat. Recordi els efectes espuris de les mostres de 500 paraules produïdes en l'estudi d'Adams i Rencher.

Per a resumir, l'ús d'una versió atípica de la Hipòtesi Documental, un conjunt de dades evidentment mal etiquetat, criteris que es diu incorrectament que són iguals a zero, i l'ús de mostres massa petites ens fan desconfiar dels resultats obtinguts per Radday i col·laboradors. . Aquestes importants limitacions de cap manera esgoten la llista de problemes que un troba en l'estudi de Gènesi.

Si hi hagués suficient espai, es podrien discutir altres problemes que involucrin: ignorar la possibilitat d'esdeveniments escandalosos (1985: 13); una actitud més feliç respecte a criteris addicionals (1985: 27); ignorar la possibilitat que els criteris siguin supra-estilístics(1985: 28); un ús d'innombrables mètodes molt similars, com si el pes de les proves resultants d'ells s'acumulés cada vegada més; modificació de mètodes a causa de -resultats decebedors-, sense mostrar la naturalesa de la decepció perquè el lector la jutgi (1985: 97); ús de dendrogrames amb encadenament desenfrenat (1985: 135); ús de visualitzacions bidimensionals per a resultats d'escalat multidimensional pel fet que les dimensions superiors són més difícils d'interpretar (1985: 146); introducció de mesures elaborades i mal motivades de riquesa i concentració de vocabulari (1985: 191-214); presentació plagada d'errors tipogràfics de la distribució de Sichel (1985: 259-60); i el més greu de tot, la repetida confiança en anàlisis marginals potencialment molt enganyosos (1985: passim). Vegin-se també les crítiques de Portnoy i Petersen (1984a, 1984b) i Weitzman (1986a).

Poder demostrat dels mètodes: En la monografia, hi ha diverses referències a treballs anteriors que han demostrat la validesa de diversos enfocaments (1985: 13, 27-29, 45). Les referències són a la monografia discutida anteriorment sobre Isaïes (Radday 1973), a un article extens sobre Zacarías (Radday i Wickmann 1975) i a un tractament dels jutges (Radday, Leb, Wickmann i Talmon 1977). Les limitacions d'espai impedeixen l'exposició del treball sobre Zacarías i Jutges. Els mètodes són essencialment els mateixos que es van usar en l'estudi d'Isaïes. I, igual que en #aqueix estudi, cal qüestionar tant les mesures utilitzades com les conclusions basades en el seu aparent comportament.

Salvaguardes en l'ús de mètodes: La nostra verificació a l'atzar de dos de les mostres de dades va llançar problemes que suggerien que no es van utilitzar les salvaguardes adequades. (Observem el comentari de Radday sobre el descobriment d'un error important en les seves anàlisis inicials de Gènesis [1985: 31].)

Conclusions extretes dels resultats estadístics: L'actitud de Radday i els seus col·laboradors respecte a les inferències extretes dels seus conjunts de criteris ha fluctuat considerablement. En el seu primer treball, Radday confiava que els seus criteris eren específics de l'autor (Radday 1970: 320; 1973: passim) i inferit diversos autors (Radday 1970: 324; 1973: 274). El treball sobre Zacarías va ser més cautelós. Es van admetre els possibles efectes de confusió dels canvis en el gènere, el tema i l'edat de l'autor, i es va anunciar la detecció de la cesura amb autoria múltiple només implícita (Radday i Wickmann 1975: 42, 47, 54). En un estudi sobre l'ús de l'article definit, algunes variacions en les taxes d'ús es van atribuir a canvis "en el tema i / o tipus literari", mentre que altres variacions es van atribuir a diferents autors (Radday i Shore 1977: 25, 26). En el treball sobre Jutges, la introducció de criteris com a específics de l'autor es va justificar amb frases com -un se sent inclinat a creure això. . . " i ". . . es pot suposar que ho caracteritza, encara que l'assumpte fins ara no ha estat prou examinat -(Radday, Leb, Wickmann i Talmon 1977: 478). No obstant això, els resultats de les proves estadístiques es van considerar específics de l'autor (Radday, Leb, Wickmann i Talmon 1977: 492; també Radday i Shore 1977).

En un interessant estudi dels Cinc Rotllos, es va considerar que les diferències en la concentració de vocabulari (la fracció del text representada per les cinquanta paraules més freqüents) es devien a diferents autors o diferents etapes en la carrera d'un autor (Radday i Pollatschek 1978). Un estudi de concentració de vocabulari dels profetes postexílicos (Radday i Pollatschek 1980) es va veure greument espatllat per una exposició inadequada del mètode. Una enquesta que va introduir un nou parell de mesures de característiques de vocabulari va concloure amb un breu tractament de riquesa i concentració en Gènesi. Es va produir una gràfica de riquesa versus concentració que va induir als investigadors a meravellar-se (Pollatschek i Radday 1981: 222 i figura 6). Noti's la trama bastant diferent, basada en el mateix material, en Radday, Shore, Pollatschek i Wickmann (1982: 477).

En la recerca de Gènesi, tots els resultats que mostren la falta d'homogeneïtat entre els documents s'expliquen. Deixem que una cita extensa ho aclareixi (1985: 182-83).

Concentrem-nos en la distinció que acabem d'esmentar entre NJ [narració J] i NE [narració E]. No és necessari concedir-li massa pes. . . NE presa el relleu quan NJ s'esvaeix i precisament on es produeix una ruptura en el tractament de les figures centrals. . . No és d'estranyar, llavors, que NJ no sigui uniforme amb NE, i no hi ha raó per la qual els dos hagin d'atribuir-se a dues mans diferents. Per tant, per a cada intent, J i E semblen ser un. Portant aquest raonament més lluny, es pot agregar que explica també el comportament lingüístic aparentment singular de P. . . El caràcter únic de P ha de deure's a la falta d'equilibri en el tema entre el que els Documentaris atribueixen a l'Escriptor Sacerdotal i el que atribueixen al Yahvista o a l'Elohista.

Un pot imaginar-se fàcilment a algun altre investigador que no faci els arguments anteriors i conclogui que els textos sota estudi són de múltiples mans. Aquí veiem cruament l'extrema flexibilitat que desacredita a la majoria dels estudis d'autoria. Fins i tot quan el treball estadístic es realitza amb gran rigor (el que rares vegades és el cas), les inferències finals amb massa freqüència impliquen una arbitrarietat descarada.

Rosenhouse (1986) ha escrit un resum mínimament crític d'aquest treball. Parunak (1987) troba encomiable l'enfocament d'equip, l'ús de múltiples mètodes per a avaluar les dades i la inclusió de les dades en els quals es basen els resultats. Lamenta l'esquemàtic de l'exposició estadística, la dependència excessiva del supòsit d'independència, el no ús dels mètodes més sensibles d'exploració de dades i la infrautilització de les pantalles gràfiques. Weitzman (1986a) resumeix breument el treball, enfocant-se en moltes de les seves imperfeccions bàsiques. El seu judici final és que -l'afirmació final [de Radday i Shore] d'evidència ‘ massiva que Gènesi és una unitat’ ( p. 190) és una inconseqüència massiva . "

D. Altres (1977-1986). Per a completar, incloem, amb un mínim de comentaris, un avís d'altres treballs relacionats amb la Hipòtesi Documental. (1) Deist (1977) conclou que la font L i la font J d'Eissfeldt no són diferents en examinar les diferències en les freqüències d'ocurrència de diverses característiques sintàctiques. (L'estadística inferencial s'usa de manera imprecisa). (2) Houk (1983) estudia les distribucions de longitud de paraules (en termes de síl·labes) en Gènesis 12-23. Analitzant J, E i P -es troba una diferència significativa entre els tres tipus de material- (1983: 192). Quan es comparen les meitats de J, de E i de P (homogeneïtat intradocumento), -la desunió evidenciada va en contra de qualsevol unitat de composició a gran escala- (1983: 193). (No s'aborden les implicacions de la falta d'homogeneïtat significativa dins del document per a jutjar la falta d'homogeneïtat entre documents.gèneres i les onze fonts d'Eissfeldt. (Els comentaris interpretatius són escassos i molt cautelosos).

4. Altres recerques d'estil / uso. Hoftijzer (1981) investiga la incidència d'H-locale (el sufix -h en un moviment indicador substantiu cap a un lloc) en relació amb els llocs on podria aparèixer i examina la importància de diferents taxes d'ús a través de la superposició d'intervals de confiança. (Parunak [1983] ha escrit una revisió útil d'aquest treball). Parunak (1981) utilitza mètodes d'agrupament i proves de significat d'agrupament de formes creatives per a produir el que ell denomina "concordances pictòriques". Les seves trames permeten veure grups de vocabulari en els textos. En examinar les seves "gràfiques de densitat" a la recerca d'interseccions, bé podrien generar-se noves hipòtesis. Forbes (1987) estudia una mesura d'organització sintàctica (entropia de la part del discurs) en la Bíblia hebrea, buscant models simples d'organització de text i diferenciant els textos mitjançant el condicionament d'unitats sintàctiques posteriors o anteriors.

5. Ortografia en la Bíblia hebrea: Andersen i Forbes (1986a). Andersen i Forbes (1986a; d'ara endavant AF) investiguen si suficient individualitat ortogràfica, respecte a l'ús d'ortografia defectuosa i completa , ha sobreviscut a les còpies repetides per a permetre que parts del text rebut s'agrupin en termes de patrons ortogràfics.

La preparació de dades necessària per a executar l'estudi és substancial. Primer, segons el que se sap sobre el desenvolupament de l'ortografia hebrea, unes certes vocals es marquen com històricament fixades (1986a: 126-49). Per exemple, atès que totes menys sis de les 55,439 vocals terminals de paraula en la Bíblia hebrea estan escrites plene (1986a: 111), la classe de vocals terminals de paraula es considera històricament fixa. Atès que tals vocals no contenen informació discriminatòria, s'eliminen d'un examen més detingut. Hi ha altres vocals en lexemes particulars que poden escriure's defectuoses o plene,però que sempre o gairebé sempre s'escriuen d'una manera. Aquests també es descarten com a buits amb la finalitat de discriminar porcions de textos. Si es pot afirmar, amb un 95% de confiança, que l'ortografia desviada d'un lexema ocorreria en menys de l'1% de les aparicions d'un lexema en un text enorme, la vocal associada es declara fixa en la seva ortografia per motius estadístics (1986a: 151- 54). Per exemple, kōl ("tots") s'escriu defectuós 852 vegades i plene una vegada. Es considera d'ortografia fixa.

Després d'eliminar les vocals fixes, el text de ketib conté 108,943 vocals que van ser oportunitats per a l'elecció de l'ortografia en algun moment del desenvolupament de l'ortografia hebrea. Atès que les vocals es van desenvolupar al llarg de línies individuals, AF defineix a continuació seixanta-cinc tipus de vocals i etiqueta cada oportunitat segons el seu tipus (1986a: 162-204). Alguns tipus de vocals es refereixen a classes de paraules ("Tipus 1. Sufix -ı̄- en verbs finits"), mentre que uns altres són específics d'un sol lexema ("Tipus 33. Nota accusativi ˒ōt " ). Com hi ha evidència que algunes ortografies poden estar condicionades pel nivell " d'estrès", cada oportunitat d'elecció d'ortografia s'etiqueta com accentuada ("baix", "mitjà", "alt").

Havent especificat seixanta-cinc tipus de vocals, tres nivells d'accentuació i dues opcions d'ortografia, el text es divideix a continuació en porcions. Aquí es troba el problema de la grandària de la mostra (1986a: 205-13). Per a una anàlisi completa (en termes de les quatre variables), els requisits estadístics exigeixen que no s'utilitzin més de setanta-sis porcions. El text de la Bíblia hebrea es divideix en conseqüència, mantenint les mostres d'aproximadament la mateixa grandària quan sigui possible i fent divisions en termes d'interès acadèmic (Proto-, Deutero-, Trito-Isaiah) o tema (Joseph Cycle com una sola porció). Quan l'anàlisi involucra un sol tipus (com quan un pregunta si l'elecció d'ortografia i la porció estan associades per a una mena de vocal donat), es poden permetre menys porcions a causa de l'escassetat d'oportunitats de vocals que componen el tipus.

Les anàlisis estadístiques poden donar lloc a resultats molt enganyosos si no es tenen en compte variables importants. Per tant, el pas preparatori final és examinar el comportament de l'ortografia en termes d'un trio de possibles "variables de confusió": proximitat, freqüència local i accentuació. L'interval entre instàncies d'un lexema gairebé no té cap efecte sobre l'elecció de l'ortografia (1986a: 214-7). Per tant, la proximitat no és una variable de confusió. Les eleccions d'ortografia realitzades quan un element apareix amb freqüència en una part no difereixen radicalment de les eleccions realitzades quan ocorre amb poca freqüència. Per tant, els efectes de la freqüència local semblen poc importants (1986a: 221-30). L'estrès, no obstant això, exerceix una influència en l'elecció de l'ortografia per a uns certs tipus de vocals. No obstant això, els efectes generals de l'estrès són bastant desconcertants. L'ortografia de les vocals sota estrès "alt" no és més frecuenteplene que el de les vocals sota l'accent "mitjà" o "baix" (1986a: 230-39). Per tant, s'utilitzen maneres de comptabilitzar els efectes de l'estrès sense tractar la categoria d'estrès com es va ordenar .

Havent estat avesats, etiquetatges i examinats les dades a la recerca d'influències de confusió, l'anàlisi principal procedeix en dues etapes: (1) determinació per a cada tipus de si mostra interacció entre les opcions d'ortografia i part del text, i (2) agrupació de la porcions de text en grups d'afinitat que exhibeixen pràctiques ortogràfiques similars.

Demostrar que els patrons d'ortografia han sobreviscut a la transmissió implica: (1) avaluar la millor manera de manejar l'estrès per a una mena de vocal donat, (2) analitzar el comportament de l'ortografia en les porcions (buscar anomalies i decidir si aquestes són el resultat dels efectes dominants d'alguns lexemes o reflecteixen una associació generalitzada de l'elecció de l'ortografia i la porció), i (3) mostrar evidència que els patrons de l'elecció de l'ortografia realment depenen de la porció (1986a: 240-87). Un troba que alguns tipus de vocals mostren una associació de part d'elecció d'ortografia falsa (a causa d'una pràctica d'ortografia aberrant extremadament localitzada) i altres no mostren associació. Però la majoria dels tipus de vocals, especialment aquells per a vocal / ō /, manifesten una associació entre l'elecció d'ortografia i la porció. Aquest és el primer resultat important de la nostra anàlisi.

Havent demostrat que la informació útil sobre l'elecció de l'ortografia roman en els nostres textos, la tasca final és agrupar les porcions del text en grups que exhibeixin pràctiques similars. Una forma útil de visualitzar les similituds en els patrons d'ortografia de les parts del text és calcular les mesures de les seves distàncies i usar-les per a formar dendrogrames. Figura STA.03muestra un d'aquests dendrogrames. Pot veure's com un arbre tendit de costat, amb les branques apuntant cap a l'esquerra i l'arrel cap a la dreta. Les seves fulles són porcions de text. Les seves branques enllacen porcions de text similars o grups de porcions. Les fulles unides per branques -altes- (cap a l'esquerra) en l'arbre són molt similars. Les branques que s'uneixen "baixes" en l'arbre enllacen conglomerats relativament diferents. Per tant, en la figura STA.03 veiem que les dues porcions de text més similars són Èxode 25-31 i Èxode 32-40, ja que les branques uneixen aquestes fulles en el nivell més alt (més a l'esquerra) de l'arbre. Josué 1-12 és la part més dispar ja que és l'última fulla que s'uneix a l'arbre.

Tal dendrograma conté detalls que tenen sentit immediat, com quan parts del mateix llibre resulten ser similars. Altres unions són sorprenents i conviden a un examen més detingut. Per exemple, les porcions d'Isaïes estan més prop de porcions d'altres llibres que entre si.

La pràctica de l'ortografia en el Pentateuco ho distingeix de la resta de la Bíblia hebrea (1986a: 288-308). El Pentateuco prefereix ortografies antiquades en molts casos. Aquest és el segon resultat important de la nostra anàlisi.

Podria haver-hi diverses explicacions per a això. Potser els manuscrits d'aquesta part de la Bíblia provenen d'una comunitat diferent, una amb diferents pràctiques d'ortografia, que la font de la resta. Potser va gaudir d'una major veneració i per això es va resistir a la modernització. Potser és més antic que la resta. Es necessiten més estudis.

Quant a la solidesa del text llegible per màquina utilitzat, el text AF s'ha verificat repetidament i mitjançant múltiples enfocaments durant els quinze anys durant els quals s'ha creat. El seu text consonàntic s'ha comparat amb el de Weil. Les assignacions gramaticals també s'han revisat minuciosament. En general, els diversos recomptes de paraules i categories del text estan d'acord amb els recomptes publicats de Weil (1981b).

Les grandàries de les mostres s'han determinat d'acord amb pràctiques estadístiques conservadores i s'han realitzat anàlisis amb una varietat de grandàries de mostra per a permetre l'avaluació de la solidesa dels resultats.

Els mètodes inferencials utilitzats per a demostrar que l'ortografia en els textos no ha sofert una aleatorització total a causa d'errors de còpia són aplicables en condicions molt generals (1986a: 123). Els mètodes descriptius d'agrupament són ben coneguts i els seus resultats s'han verificat mitjançant mètodes geomètrics (escalament multidimensional clàssic [1986a: 330]). La principal limitació dels mètodes d'agrupació, la seva formació d'agrupacions, independentment de les dades que se'ls proporcionin, s'ha controlat mitjançant l'agrupació amb conjunts de dades relacionades i mitjançant el càlcul de mesures que indiquen la fiabilitat de l'agrupació (1986a: 300-8). A més, s'han utilitzat altres mesures i mètodes de distància, la qual cosa ha donat lloc a resultats bastant similars (Andersen i Forbes 1986b; Freedman, Forbes i Andersen 1991).

La precisió dels resultats ha estat salvaguardada duent a terme la preparació de les dades utilitzant utilitats informàtiques estàndard, realitzant comprovacions creuades i recomptes per a verificar la integritat de les dades en cada etapa, i utilitzant un paquet estadístic estàndard per a l'anàlisi (Andersen i Forbes 1989). .

S'han descrit deficiències conegudes en l'Epilog (1986a: 329-31) i s'han pres mesures per a abordar-les (Freedman, Forbes i Andersen 1991). Quant a les conclusions extretes dels resultats de les anàlisis estadístiques (1986a: 309-28), uns altres han de ser els jutges finals.

S'han publicat vàries ressenyes del treball. Campbell (1986) esbossa els objectius i mètodes del treball i presenta alguns dels resultats. Conclou: -Malgrat els seus intents de mantenir-ho intel·ligible, aquest no és un llibre per a pusil·lànimes; però és un llibre important que ha d'estudiar-se amb deteniment ". MS Smith (1987), en resumir el treball, troba àrees que sent que necessiten més atenció: els detalls de la pràctica ortogràfica en les inscripcions, els rols respectius de les eleccions dels escribes (si n'hi ha) i les alteracions del copista, els efectes de la distribució del text en els resultats. Espera -que un estudi més a fons abordi més directament les qüestions dels orígens textuals, la transmissió, etc. . . Barr (1988) critica severament el treball per imposar les teories i categories ortogràfiques de Cross i Freedman sobre les dades de tal manera que anul·la "el valor de la computadora com un mitjà d'objectivitat". Comenta que Andersen i Forbes fan l'efecte que "no tenen idea en absolut que existeixen altres possibilitats". Per a Barr, l'ortografia "depèn, en gran manera, no del moment en què es va escriure el passatge, sinó de la història textual del llibre en el qual es troba". Contràriament a l'afirmació de Barr, Andersen i Forbes coneixen bé aquesta hipòtesi i la consideren àmpliament (Andersen i Forbes 1986a; 102-4, 115-16, 124-25, 241-46, 289). Barr pregunta repetidament per què falta una certa informació. Gran part és present, com revelen els índexs. Barr lamentablement malinterpreta el llibre, en gran part perquè aborda el problema de les anàlisis estadístiques -deixant de costat el material matemàtic- (ignorant dues cinquenes parts del llibre). Hamilton (1988) afirma que Andersen i Forbes -aconsegueixen admirablement cadascun de [els seus] objectius principals. . . Els seus resultats són sovint sorprenentment recents, fins i tot si els seus mètodes estadístics a vegades poden resultar incomprensibles per a un lector general ". Està frustrat per la falta d'exemples extensos de cada tipus de vocal, i la falta ho fa "sospitar fins a quin punt [ell] pot confiar en [les] estadístiques finals". Conclou: -La densitat estadística i l'opacitat dels seus resultats són sovint sorprenentment recents, fins i tot si els seus mètodes estadístics a vegades poden resultar incomprensibles per a un lector general ". Està frustrat per la falta d'exemples extensos de cada tipus de vocal, i la falta ho fa "sospitar fins a quin punt [ell] pot confiar en [les] estadístiques finals". Conclou: -La densitat estadística i l'opacitat dels seus resultats són sovint sorprenentment recents, fins i tot si els seus mètodes estadístics a vegades poden resultar incomprensibles per a un lector general ". Està frustrat per la falta d'exemples extensos de cada tipus de vocal, i la falta ho fa "sospitar fins a quin punt [ell] pot confiar en [les] estadístiques finals". Conclou: -La densitat estadística i l'opacitat deLa ortografia en la Bíblia hebrea pot impedir que ocupi el seu merescut lloc com a obra de referència estàndard sobre aquest tema complex i difícil ". Pardee (1988) té dues crítiques principals a Andersen i Forbes: (1) Limiten el terme ortografia a matres lectionis, desenvolupant només mínimament un -model clar de les condicions culturals que van crear les convencions per a l'ús de ml- (2 ) No "prenen de debò la diversitat de l'ortografia en les inscripcions hebrees preexílicas tardanes". Pardee conclou: -Estem molt en deute amb ells. . . per a la presentació de confiança de les dades i l'anàlisi estadística que han proporcionat -.

E. Observacions finals

A hores d'ara, ha sorgit un patró. Amb angoixant regularitat hem vist: (1) una falta de sensibilitat a les subtileses de l'especificació de la grandària de la mostra, (2) una interpretació errònia de les recerques prèvies com a justificació per al treball actual d'un quan no el fan, (3) una actitud arrogant respecte a la necessitat de salvaguardes contra contratemps en el processament de dades, i (4) una pedagogia descurada en la qual els conceptes bàsics no s'expliquen o s'expliquen de manera descurada. El més preocupant és que hem vist en repetides ocasionis recerques embarcades amb àmplies afirmacions d'objectivitat que exigeix assentiment només per a ser testimonis de la seva invalidació final a través de súpliques especials i atenció selectiva als resultats. No és necessari ser un estadístic per a detectar quan un resultat ha depès del fet que l'investigador / taumaturgo i l'audiència parpellegin en moments crítics.

Una acusació severa, molt sovint una certa de les anàlisis estadístiques. Per exemple, s'han trobat errors estadístics en aproximadament la meitat dels articles publicats en un conjunt representatiu de revistes mèdiques nord-americanes (Glantz 1981: 6-9). Referint-se a la literatura estadística general, Mallows i Tukey (1982: 163) pregunten per què els arguments basats en estadístiques sovint no aconsegueixen convèncer. Responen que: (1) els procediments sovint s'expliquen de manera inadequada, (2) les conclusions sovint són sospitoses perquè les dades no compleixen clarament els supòsits subjacents als mètodes, i (3) la rellevància de les dades per a les preguntes formulades sovint no s'ha determinat. demostrat. Les deficiències de la recerca bíblica estadística són típiques de les anàlisis estadístiques en general.

La solució no és renunciar a les estadístiques, sinó que els seus usuaris expliquin el seu treball amb claredat, facin explícits els supòsits sobre els quals es basen les seves anàlisis i renunciïn a la pretensió que les conclusions basades en estadístiques manquen de pressupostos. Moltes àrees dels estudis bíblics poden beneficiar-se enormement de l'aplicació acurada de mètodes estadístics.

Bibliografia

Adams, LL 1972. Una anàlisi estadística del llibre d'Isaïes en relació amb el problema d'Isaïes. Diss. Universitat Brigham Young.

—. 1974. Correspondència: Estadística literària. Association for Literary and Linguistic Computing Bulletin 2: 85-87.

Adams, LL i Rencher, AC 1973. L'opinió crítica popular del problema d'Isaïes a la llum de l'anàlisi d'estil estadístic. Estudis de Computació en Humanitats i Comportament Verbal 4: 149-57.

Adams, WJ i Adams, LL 1977. La deriva del llenguatge i la datació de passatges bíblics. HS 18: 160-64.

Almagor, R. 1971. Sobre la unitat del llibre de Jesias a la llum dels articles per YT Radday. Li 36: 51-66 (hebreu).

Amphoux, C.-B. 1981. Quelques témoins grecs donis formis textuelles els plus anciennes de l’Epitre de Jacques: le groupe 2138 (OU 614) . NTS 28: 91-115.

Andersen, FI 1976. Estil i autoria. Melbourne.

Andersen, FI i Forbes, AD 1986a. Ortografia en la Bíblia hebrea. Roma.

—. 1986b. Més estudis en ortografia hebrea. Llegir en la Conferència sobre la història de l'ortografia hebrea, Universitat de Califòrnia en Sant Diego, abril de 1986.

—. 1987. El llenguatge del Pentateuco. Pàgines. 231-67 en Eines informàtiques per a textos antics, ed. HVD Parunak. Winona Lake, IN.

—. 1989. Mètodes i eines per a l'estudi de la sintaxi de l'Antic Testament. Pàgines. 61-72 en Actes del Segon Col·loqui Internacional: Bíblia i Computadora. París i Ginebra.

Barr, J. 1988. Revisió de l'ortografia en la Bíblia hebrea per FI Andersen i AD Forbes. JSS 33: 122-31.

Becking, R. 1980. Fórmula de cites de Bee i el llibre de Nahum. JSOT 18: 100-4.

Bee, RE 1971. Mètodes estadístics en l'estudi del text masorético de l'Antic Testament. Revista de la Royal Statistical Society ser. A 134: 611-22.

—. 1972. Un estudi estadístic de la perícopa del Sinaí. Revista de la Royal Statistical Society ser. A 135: 406-421.

—. 1973. L'ús de mètodes estadístics en els estudis de l'Antic Testament. VT 23: 257-72.

—. 1979. Un estudi de Deuteronomi basat en propietats estadístiques del text. VT 29: 1-22.

—. 1980. Datar el llibre de Nahum: una resposta a l'article de Bob Becking. JSOT 18: 104.

—. 1983. Estadística i crítica de fonts. VT 33: 483-88.

Brainerd, B. 1979. Pronoms i gènere en el drama de Shakespeare. Computadores en les Humanitats 13: 3-16.

—. 1980. La cronologia de les obres de Shakespeare: un estudi estadístic. Computers in the Humanities 14: 221-230.

Buch, KR 1969. Una nota sobre la longitud de les oracions com a variable aleatòria. Pàgines. 76-79 en Statistics and Style, ed. L. Dolel'i RW Bailey. Nova York.

Cadbury, HJ 1965. Revisió de L'estructura de Lucas i Fets per AQ Morton i GHC MacGregor. JBL 84: 337-38.

Campbell, AF 1986. Revisió de l'ortografia en la Bíblia hebrea per FI Andersen i AD Forbes. AusBR 34: 86-88.

Chenique, F. 1967. Principes et méthodes de l’étude de la bible massorétique sud els calculateurs électroniques. Doctor. Diss. Universitat d'Estrasburg.

Chomsky, N. 1957. Estructures sintàctiques. N'hi hagi.

Damerau, FJ 1975. L'ús de freqüències de paraules funcionals com a indicadors d'estil. Computers in the Humanities 9: 271-80.

Deista, VF 1977. Stilvergleichung als literarkritisches Verfahren . ZAW 89: 325-57.

Doleel, L. 1969. Marc per a l'anàlisi estadística de l'estil. Pàgines. 10-25 en Estadística i estil, ed. L. Dolel'i RW Bailey. Nova York.

Drake, B. 1971. Preguntes sense resposta en l'anàlisi literària informatitzada. JBL 90: 241-42.

Forbes, AD 1987. Seqüències sintàctiques en la Bíblia hebrea. Pàgines. 59-70 en Perspectives sobre el llenguatge i el text. ed. EG Newing i EW Conrad. Winona Lake, IN.

Fortna, RT 1983. Revisió de The Genesis of John per AQ Morton i J. McLeman. Computadores en les Humanitats 17: 154.

Freedman, DN; Forbes, AD; Andersen, FI 1991. Estudis d'ortografia hebrea i aramea. Winona Lake, IN.

Gaston, L. 1973. Horae Synopticae Electronicae: Estadístiques de paraules dels evangelis sinòptics. Missoula.

Glantz, SA 1981. Primer of Biostatistics. Nova York.

Good, IJ 1969. Estadístiques del llenguatge: Introducció. Pàgines. 567-81 en Enciclopèdia de Lingüística, Informació i Control, ed. AR Meetham. Oxford.

Grayston, K. i Herdan, G. 1959. L'autoria de les pastorals a la llum de la lingüística estadística. NTS 6: 1-15.

Griffiths, JG 1969. Taxonomia numèrica i alguns manuscrits primaris dels evangelis. JTS 20: 389-406.

Trobi, M. 1958. Revisió del llenguatge com a elecció i atzar per G. Herdan. Kratylos 3: 20-28.

Hamilton, GJ 1988. Revisió de l'ortografia en la Bíblia hebrea per FI Andersen i AD Forbes. JBL 107: 128-29.

Harrison, PN 1921. El problema de les epístoles pastorals. Oxford.

Herdan, G. 1960. Type-Token Mathematics. N'hi hagi.

—. 1966. La teoria avançada del llenguatge com a elecció i atzar. Berlina.

Hoftijzer, J. 1981. Una cerca de mètode: un estudi en l'ús sintàctic d'H-Locale en hebreu clàssic. Leiden.

Houk, CB 1979. Síl·labes i salms: una anàlisi lingüística estadístic. JSOT 14: 55-62.

—. 1981. Un estudi lingüístic estadístic d'Ezequiel 1.4-3.11 ZAW 93: 76-85.

—. 1983. Una anàlisi de l'estructura de les síl·labes de Gènesis 12-23. Pàgines. 191-201 en WLSGF, ed. CL Meyers i M. O’Connor. Winona Lake, IN.

Johnson, RL 1979. Mesures de diversitat de vocabulari. Pàgines. 213-27 en Advances in Computer-Aided Literary and Linguistic Research, ed. D'Ager i col. Birmingham.

Kenny, A. 1986. Un estudi estilométrico del Nou Testament. Oxford.

Knox, TM 1963. La computadora i el Nou Testament. SEÅ 28: 111-16.

Lord, RD 1958. de Morgan i l'estudi estadístic de l'estil literari. Biometrika 3: 282.

MacGregor, GHC i Morton, AQ 1961. L'estructura del quart evangeli. Edimburg.

Mallows, CL i Tukey, JW 1982. Una descripció general de les tècniques d'anàlisis de dades, emfatitzant els seus aspectes exploratoris. Pàgines. 111-72 en Alguns avanços recents en estadística, ed. JT d'Oliveira i B. Epstein. Londres.

McCasland, SV 1961. Revisió de l'estructura del quart evangeli per GHC MacGregor i AQ Morton. JBL 80: 283-84.

Meier, P. i Zabell, S. 1980. Benjamin Peirce i Howland Will. Revista de l'Associació Estatunidenca d'Estadística 75: 497-506.

Mendenhall, TC 1901. Una solució mecànica d'un problema literari. Popular Science Monthly 9: 97-105.

Morgenthaler, R. 1958. Statistik donis neutestamentlichen Wortschatzes. Zurich.

—. 1971. Statistische Synopse. Zurich.

Morton, AQ 1963. Una computadora desafia a l'església. The London Observer Weekend Review 3 de novembre de 1963: 21.

—. 1965. L'autoria de la prosa grega. Revista de la Royal Statistical Society ser. A 128: 169-233.

—. 1974. Revisió de La unitat d'Isaïes a la llum de la lingüística estadística per YT Radday. Association for Literary and Linguistic Computing Bulletin 2: 101-3.

—. 1978. Detecció literària: com demostrar autoria i frau en literatura i documents. Nova York.

—. 1986. Once. Una prova d'autoria basada en paraules que no es repeteixen en la mostra. Computació literària i lingüística 1: 1-8.

Morton, AQ i MacGregor, GHC 1965. L'estructura de Lucas i Fets. Nova York.

Morton, AQ i McLeman, J. 1966. Paul, the Man and the Myth. Londres.

—. 1980. El Gènesi de Juan. Edimburg.

Mosteller, F. i Wallace, D. 1984. Inferència clàssica i bayesiana aplicada: el cas dels documents federalistes. 2d ed. Nova York.

Neumann, KJ 1990. L'autenticitat de les epístoles paulinas a la llum de l'anàlisi estil-estadístic. Atlanta.

Pardee, D. 1988. Revisió de l'ortografia en la Bíblia hebrea per FI Andersen i AD Forbes. CBQ 50: 276-80.

Parunak, HVD 1981. Prolegòmens a les concordances pictòriques. Computadores en les Humanitats 15: 15-36.

—. 1983. Revisió de Search for Method per J. Hoftijzer. JBL 102: 297-98.

—. 1987. Revisió de Gènesi: un estudi d'autoria en lingüística estadística assistida per computadora per YT Radday i H. Shore. JBL 106: 518-19.

Pollatschek, DT. i Radday, YT 1981. Riquesa i concentració de vocabulari en la literatura bíblica hebrea. Association for Literary and Linguistic Computing Bulletin 8: 217-31.

Portnoy, SL i Petersen, DL 1984a. Textos bíblics i anàlisi estadística: Zacarías i més enllà. JBL 103: 11-21.

—. 1984b. Gènesi, Wellhausen i la computadora: una resposta. ZAW 96: 421-25.

Radday, YT 1970. Dues proves estadístic-lingüístiques informatitzades sobre la unitat d'Isaïes. JBL 89: 319-24.

—. 1973. La unitat d'Isaïes a la llum de la lingüística estadística. Hildesheim.

Radday, YT; Leb, G .; Wickmann, D .; i Talmon, S. 1977. El llibre dels jutges examinats per la lingüística estadística. Biblica 58: 469-99.

Radday, YT i Pollatschek, DT. 1978. Experiments informatitzats amb els cinc rotllos. Revue de l’organisation internationale pour l’étude donis langues anciennes parell l’ordinateur 2: 1-35.

—. 1980. Riquesa de vocabulari en llibres post-exiliats. ZAW 92: 333-46.

Radday, YT i Shore, H. 1977. Una recerca sobre l'homogeneïtat del llibre dels jutges mitjançant l'anàlisi discriminant. Linguistica Biblica 41: 21-34.

—. 1985. Gènesi: un estudi d'autoria. Roma.

Radday, YT; Shore, H .; Pollatschek, DT.; i Wickmann, D. 1982. Genesis, Wellhausen and the Computer. ZAW 94: 467-82.

Radday, YT i Wickmann, D. 1975. La unitat de Zacarías examinada a la llum de la lingüística estadística. ZAW 87: 30-55.

Romesburg, HC 1984. Anàlisi de conglomerats per a investigadors. Belmont.

Rosenhouse, J. 1986. Revisió de Gènesi: un estudi d'autoria en lingüística estadística assistida per computadora per YT Radday i H. Shore. Lingüística computacional 12: 310-11.

Sachs, L. 1984. Estadística aplicada: Manual de tècniques. 2d ed. Nova York.

Smith, MS 1987. Revisió de l'ortografia en la Bíblia hebrea per FI Andersen i AD Forbes. RB 94: 267-69.

Smith, MWA 1983. Experiència recent i nous desenvolupaments de mètodes per a la determinació de l'autoria. Butlletí de l'Associació de Computació Literària i Lingüística 11: 73-82.

—. 1985. Una recerca del mètode de Morton per a distingir als dramaturgs isabelins. Computadores en les Humanitats 19 (1): 3-21.

—. 1986. Hapax Legomena en posicions prescrites: una recerca de propostes recents per a resoldre problemes d'autoria. Computació literària i lingüística 2: 145-52.

Solages, B. de. 1958. Synopse grecque donis évangiles. Leiden.

—. 1972. Critiqui donis évangiles et méthode historique. Tolosa.

—. 1973. La composició dels évangiles. Leiden.

Tallentire, DR 1971. Modelatge matemàtic en estilística: el seu abast i limitacions generals. Pàgines. 117-28 en The Computer in Literary and Linguistic Research, ed. RA Wisbey. Cambridge.

Talmon, S. 1985. Avaluació d'un erudit de la Bíblia. Pàgines. 225-35 en Gènesi: un estudi d'autoria de YT Radday i H. Shore. Roma.

Wagner, NE 1977. Revisió de La unitat d'Isaïes a la llum de la lingüística estadística per YT Radday. JBL 96: 124.

Wake, AC 1948. L'autenticitat de les epístoles paulinas. HibJ 47: 50-55.

—. 1957. Distribucions de durada de les oracions d'autors grecs. Revista de la Royal Statistical Society ser. A 120: 331-46.

Weil, GE 1974. Bible hébraïque et targum araméen. Pàgines. 5-39 en Informatique et philologie, ed. P. Frajolet. Le Chesnay.

—. 1979. Analyse automatique quantifée en critiqui textuelle biblique: limiti donis analysis statistiques. Pàgines. 1-22 en Actes de la Conferència Internacional sobre Computació Literària i Lingüística, ed. Z. Malachi. Tel Aviv.

—. 1981a. La Statistique et la Théorie donis Sources du Pentateuque. Feudal.

—. 1981b. Els décomptes de versets, mots et lettres du Pentateuque selon le manuscrit B 19a de Leningrad. Pàgines. 651-703 en Mélanges Dominique Barthelemy. Etudes Bibliques offertes a l’occasion de so 60e anniversaire, ed. P. Cassetti, O. Keel i A. Schenker. OBO 38. Friburg i Gotinga.

Weil, GE i Chenique, F. 1964. Prolégoménes à l’utilisation donis méthodes de statistique linguistique pour l’étude historique et philologique de la bible hébraïque et de ses paraphrases. VT 14: 344-56.

Weil, GE; Salem, A .; i Serfaty, M. 1976. Le livre d’Isaïe et l’analyse critiqui donis sources textuelles. Vol. 3, págs. 140-60 en Pratique de l’analyse donis données, ed. JP Benzécri. París.

Weitzman, MP 1971. Que útil és la relació logarítmica de tipus / token? Journal of Linguistics 7: 237-43.

—. 1976. Les dates en Ezekiel. HeyJ 17: 20-30.

—. 1981. Freqüència verbal i crítica de la font. VT 31: 451-71.

—. 1985. L'anàlisi de les tradicions obertes. Estudis de bibliografia 38: 82-120.

—. 1986a. Revisió de Gènesi: un estudi d'autoria de YT Radday i H. Shore. SOTSBooklist: 78-79.

—. 1986b. Els caractéristiques numériques indépendantes de la longueur du texte. Pàgines. 865-78 en Méthodes quantitatives et informatiques dans l’étude donis textes, ed. E. Brunet. Ginebra.

—. 1987. Revisió d'un estudi estilométrico del Nou Testament per a. Kenny. Computació literària i lingüística 2: 284-85.

Williams, CB 1970. Estil i vocabulari: estudis numèrics. Londres.

Yule, GU 1939. Sobre la longitud de les oracions com a característica estadística de l'estil. Biometrika 30: 363-90.

—. 1944. L'estudi estadístic del vocabulari literari. Cambridge.

A. DEAN FORBES

Definició adaptada i traduïda al català d'un diccionari bíblic de domini públic (Diccionari modern de la Bíblia).

← Torna al diccionari bíblic