利用CSAS-輕松感官分析軟件可進(jìn)行樣品感官評價(jià)排序法檢測,節約時(shí)間成本。CSAS-輕松感官分析系統作為一種標準的食品感官分析軟件,它涵蓋所有具有國家標準或ISO標準依據的感官分析方法以及實(shí)驗過(guò)程管理按照ISO或國家標準流程與要求設計,含有豐富的數學(xué)統計方法,能及時(shí)對感官評價(jià)結果進(jìn)行統計分析和產(chǎn)生檢測報告,具有流程化設計、規范化表格、檢測間隔可控、檢測活動(dòng)可管理等特點(diǎn),免去了以前自己動(dòng)手實(shí)驗設計,自己動(dòng)手輸入數據和進(jìn)行統計分析,大大節省了人力和物力,已經(jīng)成為人的感官品評系統建設中*的一部分。
本標準參照采用標準ISO 8587—1988《感官分析──方法學(xué)──排序法》。
1 主題內容與適用范圍
本標準規定了對多種樣品作差別或偏愛(ài)檢驗的感官分析排序法。
本標準適用于確定由于不同的原料、加工、處理、包裝和貯藏等各環(huán)節而造成的產(chǎn)品感官特性差異。在對樣品作更精細的感官分析之前可首先采用這種方法。
本標準規定的方法也適用于消費者的偏愛(ài)檢驗以及評價(jià)員的選擇與培訓。
2 引用標準
GB 10220 感官分析方法總論
GB 10221.1~10221.4 感官分析術(shù)語(yǔ)
GB 3358 統計學(xué)名詞及符號
3 符號
在本標準中所用符號,其含義如下:
J──評價(jià)員人數;
P──參加排序的樣品數;
Ai(i=1,2,…,P)──參加排序的樣品;
ri(i=1,2,…,P)──樣品理論上的平均秩次;
RAi(i=1,2,…,P)──參加排序的樣品的秩和;
F,F′──Friedman檢驗的統計量;
L,L′──Page檢驗的統計量;
γ(I,α)(I=2,3,…,P)──多重比較的臨界值;
q(I,α)(I=2,3,…,P)──確定多重比較臨界值的一個(gè)因子;
k──J個(gè)評價(jià)員出現相同秩次的總次數;
ni(i=1,2,…k)──第i次出現相同秩次時(shí)的樣品數;
α──顯著(zhù)性水平;
N(0,1)──標準正態(tài)分布;
H0──統計檢驗的原假設;
H1──統計檢驗的備擇假設;
4 方法提要
以隨機的順序同時(shí)將一系列被檢樣品提供給評價(jià)員。
評價(jià)員將樣品按某單一特性的強度或整個(gè)印象排定順序。如果使用參照樣品,應混同在其他被檢樣品中,不應單獨標示出來(lái)。
對檢驗的結果作統計分析。
5 檢驗的一般條件
5.1 評價(jià)員
5.1.1 條件
評價(jià)員應具備的條件見(jiàn)GB 10220。
參加檢驗的所有評價(jià)員應具有同等的資格水平和檢驗能力。例如都是專(zhuān)家或都是優(yōu)選評價(jià)員或都是初級評價(jià)員。
5.1.2 評價(jià)員數
需要2個(gè)以上專(zhuān)家或5個(gè)以上優(yōu)選評價(jià)員或10個(gè)以上初級評價(jià)員。
5.2 外部條件
5.2.1 檢驗室
檢驗室的設計和條件可參照GB 10220的有關(guān)條款。詳細的內容將在專(zhuān)門(mén)的標準中規定。
5.2.2 器具
器具由檢驗負責人按樣品的性質(zhì)、數量等條件選定。使用的器具不應以任何方式影響檢驗的結果。應優(yōu)先選用符合檢驗需要的標準化器具。
5.3 被檢樣品
5.3.1 抽樣
應按被檢產(chǎn)品的抽樣標準抽樣。如果沒(méi)有這樣的標準或抽樣標準不*適用時(shí),則由有關(guān)各方協(xié)商議定抽樣方法。
5.3.2 樣品的準備
應根據檢驗目的確定下列內容:
a. 排序的樣品數。排序的樣品數應視檢驗的困難程度而定,一般不超過(guò)8個(gè);
b. 樣品制備的方法和分發(fā)的方式;
c. 樣品的量。送交每個(gè)評價(jià)員檢驗的樣品量應相等,并足以完成所要求的檢驗次數;
d. 樣品的溫度。同一次檢驗中所有樣品的溫度都應一樣;
e. 對某些特性的掩蔽。例如使用彩色燈除去顏色效應等;
f. 樣品容器的編碼。每次檢驗的編碼不應相同。推薦使用3位數的隨機數編碼;
g. 容器的選擇。應使用相同的容器。
6 檢驗步驟
6.1 檢驗前的統一認識
檢驗前向評價(jià)員說(shuō)明檢驗的目的,并組織對檢驗方法、判定準則的討論。以使每個(gè)評價(jià)員對檢驗的準則有統一的理解。若有必要可對評價(jià)員認識的一致性預先檢驗。組織的討論不應影響檢驗結果。
6.2 分發(fā)樣品
6.2.1 以隨機的順序向評價(jià)員分發(fā)樣品,向評價(jià)員分發(fā)樣品時(shí),不能使評價(jià)員從樣品提供的方式中對樣品的性質(zhì)作出結論。
可用不同的編碼向各位評價(jià)員提供同種樣品。
6.2.2 可以使用對照樣品。對照樣品放入系列樣品中不單獨標示。
6.3 檢驗技術(shù)
評價(jià)員得到全部被檢樣品后按規定的準則將樣品排成一定順序。檢驗要點(diǎn)為:
a. 指標強度是從強到弱還是從弱到強由檢驗負責人規定。
b. 評價(jià)員一般不應將不同的樣品排為同一秩次。若實(shí)在無(wú)法區別兩種樣品應在回答表中注明。
c. 評價(jià)員將樣品先初步排定一下順序然后再作進(jìn)一步的調整。
d. 排序只能按一種特性進(jìn)行。如果要求對不同的特性排序,則應按不同的特性安排不同的順序。
e. 應針對具體的產(chǎn)品對評價(jià)員作不同的要求(例如:“在評價(jià)氣味之前先要搖晃”)。進(jìn)行感官刺激的評價(jià)時(shí),可以讓評價(jià)員在不同的評價(jià)之間使用水、淡茶或無(wú)味面包等以恢復原感覺(jué)能力。
f. 應在限定時(shí)間內完成檢驗。
6.4 評價(jià)記錄
對不同樣品的評價(jià)與排的秩次記錄在回答表格中?;卮鸨砀竦氖綐右?jiàn)附錄D??筛鶕z驗的目的和檢驗的樣品對記錄的內容作詳細的規定。
7 結果的表達與解釋
7.1 結果的匯集
將評價(jià)員對每次檢驗的每一特性的評價(jià)匯集在如表1所示的表格內。當有相等的秩次,相同秩次的樣品之間用符號“=”標出。表1是5個(gè)評價(jià)員對A、B、C、D四種樣品的排序結果。
表 1 評價(jià)員的排序結果
評價(jià)員 | 秩次 | |||
1 | 2 | 3 | 4 | |
1 | A | B | C | D |
2 | B | C | D | A |
3 | A | B | C | D |
4 | A | D | B | C |
5 | B | C | A | D |
7.2 統計樣品秩和
在每個(gè)評價(jià)員對每個(gè)樣品排出的秩次中當有相同秩次時(shí)則取平均秩次。表2是表1中的樣品秩次與秩和。
表 2 樣品的秩次與秩和
評價(jià)員 | 樣品 | 秩和 | |||
A | B | C | D | ||
1 | 1 | 2 | 3 | 4 | 10 |
2 | 4 | 1.5 | 1.5 | 3 | 10 |
3 | 1 | 3 | 3 | 3 | 10 |
4 | 1 | 3 | 4 | 2 | 10 |
5 | 3 | 1 | 2 | 4 | 10 |
每種樣品的秩和R | 10 | 10.5 | 13.5 | 16 | 50 |
7.3 統計解釋
使用Friedman檢驗和Page檢驗對被檢樣品之間是否有顯著(zhù)性差別作出判定。
7.3.1 Friedman檢驗
7.3.1.1 確定樣品之間是否有顯著(zhù)性差別
a. 計算統計量F,見(jiàn)式(1):
……(1) |
式中:J── | 評價(jià)員數; |
P── | 樣品(或產(chǎn)品)數; |
R1、R2、…Rp── | 每種樣品的秩和。 |
b. 統計結論
按(1)式計算后,若F值大于或等于附錄A表A1中的對應于P、J、α的臨界值,則可以判定樣品之間有顯著(zhù)性差別。若小于相應臨界值則可以判定樣品之間沒(méi)有顯著(zhù)性差別。
當評價(jià)員數J較大或當樣品數P大于5時(shí),F近似服從自由度為P-1的χ2分布。自由度為P-1的χ2值見(jiàn)附錄A表A2。
7.3.1.2 秩次相同的情況
當評價(jià)員實(shí)在分不出某兩種樣品之間的差別時(shí),可以允許將這兩種樣品排定同一秩次,這時(shí)用F′代替F,見(jiàn)式(2):
…………………(2) |
式中E值如下得出:
令n1、n2…nk為出現相同秩次時(shí)的樣品數。則
根據表2,n1=2 n2=3,所以
E=(23-2)+(33-3)=30
由于J=5,P=4,按式(2)則有:
用F′值與附錄A表A1或A2中的臨界值比較,從而得出統計結論。
7.3.2 Page檢驗
有時(shí)樣品有自然的順序。例如樣品成分的比例、溫度、不同的貯藏時(shí)間等可測因素造成的自然順序。為了檢驗該因素的效應,可以使用Page檢驗。該檢驗也是一種秩和檢驗,在樣品有自然順序的情況下Page檢驗比Friedman檢驗更有效。
如果r1、r2、…、rp是以確定的順序排列的P種樣品的理論上的平均秩次,那么若兩種樣品之間沒(méi)有差別則:
a. 原假設可寫(xiě)成:
H0:r1=r2=……rp
備擇假設是:
H1:r1≤r2≤…≤rp其中至少有一個(gè)不等式是成立的。
b. 為了檢驗該假設,計算統計量,見(jiàn)式(3):
L=R1+2R2+…+PRp | ……………………………(3) |
c. 得出統計結論
若L值大于或等于附錄A表A3中相應的臨界值,則可拒絕原假設而接受備擇假設。
若評價(jià)員數J或樣品數P超出附錄A表A3中的范圍,則可用統計量L′作檢驗,見(jiàn)式(4):
…………………(4) |
L′統計量近似服從標準正態(tài)分布N(0,1)。
當 L′≥1.65(在α=0.05的情況)
L′≥2.33(在α=0.01的情況)
則拒絕原假設而接受備擇假設。即判定樣品之間有顯著(zhù)性差異。
7.3.3 統計分組
當Friedman檢驗或Page檢驗確定了樣品之間存在顯著(zhù)性差別時(shí)則需要進(jìn)一步確定哪些樣品之間有顯著(zhù)性差別。
7.3.3.1 多重比較和分組
具體作法:
a. 根據各樣品的秩和RAi從小到大將樣品初步排序:
A1A2……Ap
b. 計算臨界值γ(I,α),見(jiàn)式(5):
…………………(5) |
式中:q(I,α)值可查附錄A表A4。
I=2,3,…,P
c. 比較與分組
以下列的順序檢驗這些秩和的差數:大減小,大減次小,……,大減次大,然后次大減小,次大減次小,……依次下去,一直到次小減小。
RAp-RA1 | 與 γ(P,α) | 比較 |
RAp-RA2 | 與 γ(P-1,α) | 比較 |
. | . |
|
RAp-RAp-1 | 與 γ(2,α) | 比較 |
RAp-1-RA1 | 與 γ(P-1,α) | 比較 |
RAp-1-RA2 | 與 γ(P-2,α) | 比較 |
. | . |
|
RA2-RA1 | 與 γ(2,α) | 比較 |
若相互比較的兩個(gè)樣品Aj與Ai的秩和之差RAj-RAi(j>i)小于相應的γ值,則表示這兩個(gè)樣品以及秩和位于這兩個(gè)樣品之間的所有樣品無(wú)顯著(zhù)差別,在這些樣品之下可用一橫線(xiàn)表示, 即:
?!?/span>
橫線(xiàn)內的樣品不必再作相互比較。
若相互比較的兩個(gè)樣品Ai與Aj的秩和之差大于或等于相應的γ值,則表示這兩個(gè)樣品有顯著(zhù)性差別,其下面不劃橫線(xiàn)。
不同橫線(xiàn)上的樣品表示不同的組。若有樣品處于橫線(xiàn)重迭處,應單獨列為一組。
7.3.3.2 利用小顯著(zhù)差數分組
假若Friedman檢驗或Page檢驗確定樣品之間存在顯著(zhù)性差異,但進(jìn)而使用7.3.3.1的方法又無(wú)法確定樣品之間的差別,則可用以下方法確定哪兩種樣品有差別,并進(jìn)而分組。
具體作法:
a. 計算小顯著(zhù)差數,見(jiàn)式(6)、式(7):
(α=0.05的情況)………………………(6) |
(α=0.01的情況)………………………(7) |
b. 比較與分組
計算兩兩樣品的秩和之差RAj-RAi(j>i)并與小顯著(zhù)差數比較。分組的方法與7.3.3.1 中的c條的作法類(lèi)似,只是將臨界值γ(I,α)換成小顯著(zhù)差數。
關(guān)于結果的表達與解釋?xiě)脤?shí)例見(jiàn)附錄B。
關(guān)于結果的表達與解釋流程見(jiàn)附錄C。
8 檢驗報告
檢驗后要寫(xiě)出檢驗報告。檢驗報告應包括以下內容:
a. 樣品數;
b. 是否使用對照物;
c. 評價(jià)員數及其資格水平;
d. 檢驗環(huán)境;
e. 有關(guān)樣品的情況說(shuō)明;
f. 檢驗結果及其統計解釋?zhuān)?/span>
g. 注明是根據本標準進(jìn)行檢驗的;
h. 如果有與本標準不同的作法應予以說(shuō)明;
i. 檢驗負責人的姓名;
j. 檢驗的日期與時(shí)間。
附 錄 A
統計分布的臨界值表
(補充件)
A1 Friedman秩和檢驗近似臨界值表
評價(jià)員 | 樣品(或產(chǎn)品)的數目P | |||||
3 | 4 | 5 | 3 | 4 | 5 | |
顯著(zhù)水平α=0.05 | 顯著(zhù)水平α=0.01 | |||||
2 | — | 6.00 | 7.60 | — | — | 8.00 |
A2 x2分布臨界值表
樣品(或產(chǎn)品) P | X2自由度 (υ=P-1) | 顯著(zhù)水平,α | |
α=0.05 | α=0.01 | ||
3 | 2 | 5.99 | 9.21 |
A3 Page檢驗臨界值表
評價(jià)員 | 樣品(或產(chǎn)品)數P | |||||||||||
3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | |
顯著(zhù)水平α=0.05 | 顯著(zhù)水平α=0.01 | |||||||||||
2 | 28 | 58 | 103 | 166 | 252 | 362 | — | 60 | 106 | 173 | 261 | 376 |
A4 q(I,α)值表
I | α=0.01 | α=0.05 |
2 | 3.64 | 2.77 |
附 錄 B
應用實(shí)例
(參考件)
B1 5個(gè)評價(jià)員評價(jià)4種餅干樣品的甜度(從甜到不甜排序)。
B1.1 結果的匯集,見(jiàn)表B1。
表 B1 評價(jià)員的排序結果
評價(jià)員 | 秩 次 | |||
1 | 2 | 3 | 4 | |
1 | C | D | A | B |
B1.2 統計樣品秩和,見(jiàn)表B2。
表 B2 樣品的秩次與秩和
評價(jià)員 | 樣 品 | ||||
A | B | C | D | 秩和 | |
1 | 3 | 4 | 1 | 2 | 10 |
每種樣品的秩和Ri | 10 | 17.5 | 6 | 16.5 | 50 |
B1.3 Friedman檢驗
a. 計算統計量F′
J=5,P=4,R1=10,R2=17.5,R3=6,R4=16.5,n1=2
根據公式(1)
根據公式(2)
b. 統計結論
因為F′(10.95)大于附錄A表A1中對應J=5,P=4,α=0.05的臨界值7.80,所以可以認為,在0.05顯著(zhù)水平上這4種餅干的甜度有顯著(zhù)性差別。
B1.4 多重比較和分組
a. 初步排序
根據各樣品的秩和從小到大排列的情況:
6、10、16.5、17.5將餅干按甜度初步排序為:
C A D B
b. 計算臨界值γ(I,α)
根據公式(5)
γ(4,0.05)=q(4,0.05)×2.89=3.63×2.89=10.49
γ(3,0.05)=q(3,0.05)×2.89=3.31×2.89=9.57
γ(2,0.05)=q(2,0.05)×2.89=2.77×2.89=8.01
c. 比較與分組
RB-RC=17.5-6=11.5>γ(4,0.05)=10.49
RB-RA=17.5-10=7.5<γ(3,0.05)=9.57
RD-RC=16.5-6=10.5>γ(3,0.05)=9.57
RA-RC=10-6=4<γ(2,0.05)=8.01
以上比較的結果表示如下:
后分為三組,即:
結論是:在5%的顯著(zhù)性水平上,餅干C甜,A次之,D與B不甜,D與B在甜度上無(wú)顯著(zhù)性差別。
B1.5 假若事先有某種理由相信餅干樣品之間甜度有差別,則必然是餅干C、A、D、B依次遞減即
C的秩次≤A的秩次≤D的秩次≤B的秩次,其中至少有一個(gè)不等號成立。這時(shí)應作Page檢驗:
a. 求L值:根據公式(3)
L=1×6+2×10+3×16.5+4×17.5=145.5
b. 查附錄A表A3相應于J=5,P=4,α=0.05的臨界值是137。
c. 作統計結論
L值145.5大于137,所以在α=0.05的顯著(zhù)水平上拒絕原假設。即認為餅干樣品之間甜度有顯著(zhù)性差別。也就是餅干C、A、D、B的甜度依次遞減,即:
C的秩次≤A的秩次≤D的秩次≤B的秩次,其中至少有一個(gè)不等號成立。統計分組的方法和結果與B1.3相同。
B2 8個(gè)評價(jià)員評價(jià)5種飲料的口感(從好到差排序)
B2.1 結果的匯集,見(jiàn)表B3。
表 B3 評價(jià)員的排序結果
評 價(jià) 員 | 秩 次 | ||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | |
1 | E | A | D | B | C |
B2.2 統計樣品秩和,見(jiàn)表B4。
表 B4 樣品的秩次與秩和
評價(jià)員 | 樣品 | 秩和 | ||||
A | B | C | D | E | ||
1 | 2 | 4 | 5 | 3 | 1 | 15 |
每種樣品的秩和R | 17 | 31 | 32 | 23 | 17 | 120 |
B2.3 Friedman檢驗
a. 計算統計量F
J=8 P=5 R1=17 R2=31 R3=32 R4=23 R5=17
根據公式(1)
b. 統計結論
因為10.60大于附錄A表A1中P=5,J=8,α=0.05的臨界值9.49,所以在5%顯著(zhù)水平上樣品之間有顯著(zhù)性差別。
B2.4 多重比較和分組
a. 初步排序
根據秩和順序17、17、23、31、32將樣品初步排序為:
A E D B C