Zusammenfassung
Das Ziel typologischer Sprachuntersuchungen auf phonologischer Ebene ist in der Regel ein Vergleich oder eine Klassifikation der für die Analyse herangezogenen phonolo-gischen Systeme, genauer gesagt, der Inventare phonologischer Einheiten bzw. der zwischen ihnen bestehenden paradigmatischen Relationen. Diese Feststellung trifft vor allem auf die Mehrzahl der bisher vorliegenden Arbeiten über die Typologie der slavischen Sprachen zu, auf die wir uns deshalb bei der Erläuterung der grundsätzlichen Fragen in erster Linie beziehen werden, auch wenn es sich sehr bald zeigen wird, daß die Gemeinsamkeit auf die genannte Zielsetzung beschränkt bleibt, während in den Ansätzen und Methoden zum Teil erhebliche Unterschiede bestehen.
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Anmerkungen
ISAčENKO, A. V.: Versuch einer Typologie der slavischen Sprachen, Linguistica Slovaca I/II, 1939–40, S. 64–76. Russische Übersetzung in: Novoe v lingvistike, Bd. Ill, Moskva 1963, S. 106–121.
Vgl. auch SKALIčKA, V.: O sovremennom sostojanii tipologii, Novoe v lingvistike, Bd. Ill, S. 28 ; GORBATJUK, N. S., PEREBYJNIS, V. S.: Pro metody statystyčno-typologičnogo doslidžennja, Metody strukturnogo doslidžennja, movy, Kyjiv 1968, S. 120–144.
KRáMSKý, J.: Quantitative Typology of Languages, Language and Speech II, 1959, S. 72–85. Dazu vgl.
SKALIčKA, V.: Typologie slovanských jazykú, zvláště ruštiny, Československa rusistika III, 1958, S. 74 f.
STANKIEWICZ, E.: Towards a Phonemic Typology of the Slavic Languages, American Contributions to the Fourth International Congress of Slavicists, ’s-Gravenhage 1958, S. 301–319.
REVZIN, I.I.: Metod modelirovanija i tipologija slavjanskich jazykov, Moskva 1967, S. 15.
Vgl. auch PADUCHEVA, E. V.: Information Theory and the Study of Language, Exact Methods in Linguistic Research, University of California Press, Berkeley and Los Angeles 1963, S. 137.
Die Notwendigkeit, typologische Vergleiche auf den einzelnen sprachlichen Ebenen vorzunehmen, begründet u. a. B. A. USPENSKIJ: Strukturnaja tipologija jazykov, Moskva 1965, S. 41. Zu den Problemen einer syntagmatischen Typologie im allgemeinen und zu denen einer syntagmatisch orientierten phonologischen Typologie im besonderen vgl. u. a. REVZIN, I. I.: Modeli jazyka, S. 16, S. 37 ff. ;
LEKOMCEVA, M. I., SEGAL, D. M., SUDNIK, T. M., ŠUR, S. M.: Opyt postroenija fonologičeskoj tipologii blizkorodstvennych jazykov, Slavjanskoe jazykoznanie, Moskva 1963, S. 423 ff.
In diesen Zusammenhang ist eigens zu betonen, daß es sich um Klasseneinteilungen nach statistischen Gesichtspunkten handelt. Ein anderer Weg könnte mit Clusteranalysen beschritten werden, der aus den Merkmalsdaten mittels taxonomischer Methoden (vgl. SOKAL, R. R., SNEATH, P. H. A.: Principles of Numerical Taxonomy, W. H. Freeman and Company, San Francisco 1963) Klassen nach dem Grad der Verwandtschaft der Merkmalsträger ermittelt. Solche Methoden wurden für die Sprachtypologie in anderem Zusammenhang bereits nutzbar gemacht, worüber bei anderer Gelegenheit zu berichten sein wird.
Vgl. BURLAKOVA, M. I., NIKOLAEVA, T. M., SEGAL, D. M., TOPOROV, V. N.: Strukturnaja tipologija i slavjanskoe jazykoznanie, Strukturno-tipologičeskieissledovanija, Moskva 1962, S. 8; USPENSKIJ, B. A.: Strukturnaja tipologija jazykov, S. 17.
Vgl. TRUBETZKOY, N. S.: Grundzüge der Phonologie, 3., durchgesehene Auflage, Göttingen 1962, S. 227 ;
MATTHESIUS, V.: Zum Problem der Belastungs- und Kombinationsfähigkeit der Phoneme, Travaux du Cercle Linguistique de Prague 4, 1931, S. 149; SKALIČKA, V.: Typologie slovanských jazykú, S. 73.
Grundzüge der Phonologie, S. 225.
ebda.
Grundzüge der Phonologie, S. 227.
Vgl. Grundzüge der Phonologie, S. 223 ; LEKOV, I.: Tipologija na fonemnite săčetanija u N. S. Trubeckoj - predpostavka na săvremennite predstavi za ezika kato estestven kod, Ezik i literatura 18, 1965, 5, S. 1–6. Vgl. auch
ŠEVOROŠKIN, V.V.: Zvukovye cepi v jazykach mira, Moskva 1969, S. 7.
HARARY, F., PAPER, H. H.: Toward a general calculus of phonemic distribution, Language 33, 1957, S. 143–169. - Mehr oder weniger ausführliche Darstellungen des Distributionskalküls von HARARY und PAPER findet man bei
HERDAN, G.: Type-Token Mathematics, ’s-Gravenhage 1960, S. 123–125 ; REVZIN, I.I.: Modeli jazyka, S. 37–39;
BUZÁSSYOVÁ, K.: An Attempt at a Calculus of Distribution of the Phonological System of Slovak, Prague Studies in Mathematical Linguistics 1, 1966, S. 52–58 ;
ALTMANN, G.: Introduction to Quantitative Phonology, Habilschrift Bochum 1971, Kap. 3.3. - Zur Kritik an HARARY und PAPER vgl.
MDIVANI, R. R.: Zamečaniek modeli obščego isčislenija fonem, Voprosy jazykoznanija 1968/3, S. 124–125. Zur Anwendung vgl. u. a.
TOLSTAJA, S. M.: Sočetaemost’ soglasnych v syjazi s fonologičeskoj strukturoj slova v slavjanskich jazykach, Sovetskoe slavjanovedenie 1, Moskva 1968, S. 41–54, insbes. S. 44 ff.
ALTMANN, G.: Introduction to Quantitative Phonology, Kap. 3.3 und 3.4.
In diesem Zusammenhang ist eine Bemerkung USPENSKIJS in einer seiner neueren Arbeiten zur Sprachtypologie von Interesse. USPENSKIJ spricht dort davon, daß die Feststellung „empirischer” Universalien unabhängige, von „adäquaten Positionen” aus vorgenommene Sprachbeschreibungen voraussetze. Diese Voraussetzung sei aber für eine bedeutende Anzahl von Sprachen nicht erfüllt, so daß die Universalien oft nur als gegeben vermutet werden könnten. (USPENSKIJ, B. A.: Jazykovye universalii i aktual’nye problemy tipologifeskogo opisanij a jazyka, Jazykovye universalii i lingvističeskaja tipologija, Moskva 1969, S. 7 f.) Wenn wir auch eine andere Absicht als USPENSKIJ verfolgen, so müssen wir, ähnlich wie er, die Gleichheit von Sprachbeschreibungen voraussetzen, damit es möglich wird, unsere Methode an einem ausreichenden Material zu demonstrieren.
Vgl. die entsprechenden Tabellen bei TOLSTAJA, S. M.: Fonologičeskoe rasstojanie i sočetaemost’ soglasnych v slavjanskich jazykach, Voprosy jazykoznanija 1968/3, S. 67 (Polnisch), S. 76 (Serbokroatisch), bzw. bei
LUNT, H. G.: A Grammar of the Macedonian Literary Language, Skopje 1952, S. 10 (Makedonisch), ders. :
LUNT, H. G.: Old Church Slavonic Grammar3,’s-Gravenhage 1965, S. 26 (Altkirchen-slavisch).
BUZÁSSYOVÁ, K.: An Attempt at a Calculus of Distribution, S. 53.
Die Schwierigkeit einer eindeutigen Entscheidung, was als integriert gelten kann, wird erst durch eine frequenzorientierte Untersuchung zu überwinden sein ; s. u.
Introduction to Quantitative Phonology, Kap. 3.42.4.
Für die Polynome einschließlich der Geraden wurden die üblichen Methoden der multiplen Regressionsanalyse auf die Daten angewendet und die ermittelten partiellen Regressionskoeffizienten auf ihre Signifikanz hin untersucht (vgl. BROWNLEE, K. A.: Statistical Theory and Methodology2, John Wiley & Sons, Inc., New York, London, Sidney 1967, S. 419 ff. ;
YAMANE, T.: Statistics2, Harper and Row, New York, 1969, S. 752 ff.). Für Gerade und Parabel erfolgte ein zweiter Eignungstest zusammen mit den übrigen Kurven (log. Gerade und Parabel, Exponentiale, modifizierte Exponentiale, Gompertzkurve, logistische Kurve) auf der Grundlage des von
J. V. GREGG, C. H. HOSSELL und J. T. RICHARDSON (Mathematical Trend Curves, ICI-Monographs No. 1, Oliver & Boyd, Edinburgh 1967) entwickelten Verfahrens, aus dem gleitenden Durchschnitt und einer Steigungscharakteristik (linear verlaufende Funktionen der Ableitungen der einzelnen Trendkurven bzw. der entsprechenden Schätzwerte aus den Daten) auf die Anwendbarkeit der einzelnen Kurventypen zu schließen. Die umfangreichen Berechnungen wurden mit eigens dafür entworfenen Programmen auf dem TR 440 des Rechenzentrums der Ruhr-Universität Bochum durchgeführt.
Die Steigungscharakteristik wies für die einfache Exponentiale signifikante Abweichung von Null auf, wo horizontaler Verlauf Bedingung war ; in den übrigen Fällen hätte die Steigungscharakteristik negativ sein müssen, war aber durchweg positiv (wenn auch nicht signifikant von Null verschieden). Von den Polynomen schließlich war nur bei der Parabel (R = 1,134P 2 - 39,48P - 607) und bei einseitigem Test eine Signifikanz des Koeffizienten des nichtlinearen Gliedes nachzuweisen (t o = 2,03, bei n - 2 = 30 Freiheitsgraden und α=0,05, c = 1,70) bei zweiseitigem Test (c=2,04) war sie, wenn auch nur ganz knapp, nicht mehr gegeben. Dafür war der Krümmungsradius der Parabel bereits gleich 68,88 bei P = 20, ein Zeichen, wie geringfügig der Parabelast von einer Geraden abwich.
R= 28,92 P + 22,61 V - 545,20.
Unter der oben bereits gemachten Voraussetzung, daß R für festes P (und V) asymptotisch normalverteilt ist.
Der starke Einfluß des Vokalbestandes machte sich auch beim versuchsweisen Ansatz modifizierter Exponentialkurven mit zwei unabhängigen Variablen geltend. Für diesen Ansatz wurden die Ausgangsdaten in passender Weise transformiert, um die Anpassung auf die einer Regressionsebene zu reduzieren. Ein interessantes Ergebnis lieferte dabei vor allem die Gompertzkurve der Form P = 2000,0 · 0,00158(0,959 P · 0,965 V)
(der konstante Faktor war nach der Drei-Punkte-Methode abgeschätzt worden). Bei ihr lag die Summe der Quadratabweichungen am niedrigsten. Eine Kurve dieser Art würde sich auch auf Grund der Überlegung anbieten, daß die Neigung zu neuen Phonemverbindungen mit wachsendem P abnehmen muß, allein schon weil die Zahl der distinktiven Merkmale begrenzt ist und nur eine endliche Kombination von Phonemen, die sich in hinreichendem Maße distinktiv voneinander unterscheiden, zuläßt. Die Gompertzkurve besitzt einen solchen Grenzwert, nur reicht das bisher erschlossene sprachliche Material nicht aus, sie der wesentlich einfacheren Regressionsebene vorzuziehen, namentlich dann, wenn man bedenkt, daß sie in dem behandelten Phonembereich ihrerseits fast linear verläuft.
Vgl. zu diesem Problem die Ausführungen von E. PULGRAM: Syllable, Word, Nexus, Cursus, The Hague — Paris 1970, S. 90 ff.
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Kleinlogel, A., Lehfeldt, W. (1972). Zur Problematik einer syntagmatisch-phonologischen Sprachklassifikation. In: Jäger, S. (eds) Linguistik und Statistik. Vieweg+Teubner Verlag. https://doi.org/10.1007/978-3-322-85868-9_4
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