GB T 12310-2012 感官分析方法.成对比较检验.pdf

1、Y、.ICS 67.240 B 04 每昌中华人民=H二/飞、和国国家标准感官分析方法G/T 12310-2012 代替GBjT12310-1990 成对比较检验Sensory analysis method-Paired comparison test CISO 5495: 2005 , Sensory analysis-Methodology一Paired comparison test, MOD) 2012-06-29发布中华人民共和国国家质量监督检验检夜总局中国国家标准化管理委员会2012-11-01实施发布GB/T 12310-2012 目次quA哇a4AFhuRunhuquQdTi

2、 数员UH价评和数案答岛川、，咽正少最需所验检较bb 对例成示平主U录和E陆差附附肋义同偏性性伫告和范料四附耕口ru分报赖喇领阶围范语理验价序果验气精AB文录录考范规术原检评程结检4前123456789四附附参GB/T 12310-2012 目U1=1/203.5 3.6 3. 7 3.8 3.9 3. 10 3. 11 双边检验two-sided test 检验监督员预先不知道涉及的差别范围的检验。注:原假设为Ho.产品无差别F样品之一得到的正确答案比例p=1/20备择假设为H，.手1/20正确答案数correct respons创期望答案数expected responses 对于单边检验

3、，检验中选择了检验监督员期望的感官特性最强样品的评价员数。一致答案数consensual responses 对于双边检验，选择样品A和选择样品B的评价员数的最高值。注:既然没有正确答案，按上述进行计算。产晶product 被评估的原料。样晶sample 检验过程中制备、呈送和评估的产品单元。敏感性sensitivity 用于评价检验性能特性的通用术语。注:在统计学术语中，检验敏感性用、卢和Pd值定义。相似similarity 样品间的感官差别很小以致于产品可互换的状态。4 原理根据检验要求的敏感性选择评价员数(见6.2和表A.4、表A.5的脚注)。评价员得到一组两个样品(即一对)，评价后标明

4、他们认为感官特性较强的样品，即使此选择仅基于一种猜测。注:其中一个样品可能是控制祥。2 G/T 12310-,-2012 计算每个样品被远择的次数并参照统计表确定显著牲，仔细评价期望样品得到的结果(单边检验)或两个样品中的任意一个得到的最高答案数(双边检验)。5 检验条件5. 1 明确检验目的，确定试验是单边检验还是双边检验，是差别检验还是相似检验，及其最合适的敏感性。5.2 设施和小隔间应符合GB/T13868的要求。在完成所有评价前，应防止评价员相互交流。5.3 在评价员视野外以完全相同的方式(即相同器具、相同容器)为每位评价员制备样品。5.4 评价员不能通过样品的呈送方式得出特性强度的结

5、论。例如，在触觉检验中，避免任何外观差别。若检验目的不涉及色泽，用滤光器和(或)柔和灯光掩饰任何色泽差别。对于轻微外观差别，样品可不同时连续呈送。5.5 用统一方式对样品或盛有样品的容器进行编码，宜使用为每个检验选择的随机三位数。每对由两个样品组成，每个有不同编码。一个会期期间，每个评价员宜使用不同编码。若一个检验会期期间每个评价员仅使用每个编码一次，在一项检验内所有评价员可使用相同的两个编码(例如，若在相同会期内实施了不同产品的几个成对检验)。5.6 每对两个样品的呈送数量或体积应完全相同，对于一种规定的产品类型在一系列检验内的所有其他样品也相同。应规定被评估的数量或体积。若未规定，应规定评

6、价员无论任何样品总取相似的数量或体积。5. 7 每对两个样品的温度应完全相同，对于一种规定的产品类型在一系列检验内的所有其他样品也相同。宜在产品通常的食用温度呈送样品。5.8 为评价产品，应告知评价员是否应遵循特殊规定(如品尝检验是否可吞咽样品，或触觉检验采用特定姿势)或是否可按喜欢的方式随意去做。后一种情况，应要求评价员对所有样品以相同方式进行。5.9 检验会期内罗完成所有检验前应避免给出有关产品特性、预期处理结果或独特特性的信息。6 评价员6. 1 评价员资格所有评价员应具有相同资格等级，该等级根据检验目的确定(见GB/T16291. 1和GB/T16291. 2)。对产品的经验和熟悉程度

7、可改善一个评价员的成绩，并因此增加发现显著差别的可能性。监测评价员一段时间内的成绩可能有助于提高检验敏感性。所有评价员应熟悉成对检验过程(评分表、任务和评价程序)。此外，所有评价员应具备识别检验依据的感官特性的能力。这种特性可通过参照物质或通过呈送检验中具有不同特性强度水平的几个样品进行口头明确。6.2 评价员数选择评价员数以达到检验所需敏感性(单边检验见表A.4，双边检验见表A.5)。使用大量评价员可增加检出产品之间微小差别的可能性。实际上，评价员数通常决定于具体条件(如试验周期、可用评价员人数、产品数量)。实施差别检验时，具有代表性的评价员数约为24位30位。实施相似检验时，为达到相当的敏

8、感性需要两倍评价员数(即约60位)。检验相似时，同一位评价员不应作重复评价。对于差别检验，可考虑重复回答，但应尽量避免。若需要重复评价以得出足够的评价总数，应尽量使每一3 GB/T 12310-2012 评价旦有评价次数相同。例如、仅在一位评V:员可利用自应惯写在-;- f:r员评价王对苦-ll舍LV.t写到3号个总评价数。注:当用表A_3检验相似时由J:l立评价员得出的:-w个独JJ评估的三结评传分析无效n然而，当给出重复评估时，用表A.l和表A.2的差别检验是有效的。关于重复鉴别检验的出版物，提出了近似值二选一用于重复评估分析的方法。7 程序7. 1 实施检验前准备工作表和评分表(见表B.

9、1、表B.2和表B.3)，使A、B两个产品两个可能的呈送顺序数目等同。7.2 连续或同时呈送一对两个样品(见5.4)。同时呈送时，以同一方式为每位评价员排列两个样品(从左到右成行，从底部往上成行等)。评价员应按评分表中指明的顺序检验两个成对样品，若愿意重复评价，通常允许评价员作出每个样品的重复评价(若产品性质允许做出重复评价)。7.3 应为每对样品做出一份评分表。若一位评价员在会期内进行一项以上检验，在呈送随后的一对样品前收集全部评分表和未用样品。评价员既不能追溯到以前样品也不能改变以前检验的结论。7.4不要对选择的最强样品询问有关偏爱、接受或差别的任何问题。对任何附加问题的回答可能影响到评价

10、员做出的选择。这些问题的答案可通过独立的偏爱、接受、差别程度检验等获得(见GB/T 10220)。询问为何做出选择的陈述部分可包含评价员陈述。7.5 成对检验是强迫选择程序;评价员不允许选择元差别选项。应要求检出样品之间元差别的评价员选择一个样品，并在评分表陈述部分内指明这项选择仅是一个猜测。8 结果分析与表述8. 1 差别检验8. 1. 1 单边检验用表A.1分析由成对检验获得的数据。若正确答案数大于或等于表A.1中给出的数字(对应评价员数和检验选择的r风险水平)，推断样品之间存在感官差别(见B.l)。若需要，根据能区分样品人数的比例计算出置信区间。方法见B.5。低于n/2的最大正确答案数不

11、应推断出结论。8. 1. 2 双边检验用表A.2分析由成对检验获得的数据。若一致答案数大于或等于表A.2中给出的数字(对应评价员数和检验选择的-风险水平)，推断样品之间存在感官差别(见B.3)。若需要，根据能区分样品人数的比例计算出置信区间。方法见B.50 8.2 相似检验1)8.2. 1 单边检验用表A.3分析由成对检验获得的数据。若正确答案数小于或等于表A.3中给出的数字(对应评价员数和检验选择的-风险水平和Pd值)，推断样品之间不存在有意义的感官差别(见B.2)。若一项检4 1) 本标准中，相似不是指等同。更确切地说，本术语表明两个产品足够相似可用来互换。不可能证实两个产品完全相同，但可

12、表明存在于两个产品之间的差别很小以致于无实际意义。GB/T 12310-2012 验与另外一项对照检验结果，则应为所有检验选择相同的Pd值。若需要，根据能区分样品的人数比例计算置信区间。方法见B.50 低于/2的最大正确答案数不应推断出结论。8.2.2 双边检验用表A.3分析由成对检验获得的数据。若一致答案数小于或等于表A.3中给出的数字(对应评价员数和检验选择的卢风险水平和Pd值)，推断样品之间不存在有意义的感官差别(见B.的。若一项检验与另外一项对照检验结果，则应为所有检验选择相同的Pd值。若需要，根据能区分样品的人数比例计算置信区间。方法见B.5o9 检验报告给出检验对象、检验结果和结论

13、。建议给出以下附加信息:检验目的和样品处理的特性;一-样品的全部标识:来源、制备方法、数量、状态、检验前的储藏、呈送的量、温度(无论如何，关于样品的信息应表明所有已进行的储藏、处理和制备操作，以使生产的样品仅由于关注点的变化而不同); 一-评价员人数、正确答案数或一致答案数和统计评价结果(包括检验使用的J和Pd值); 评价员:经验(感官检验中、对产品、对检验样品)、年龄和性别(见GB/T16291. 1和GB/T 16291. 2) ; 一一对评价员给出的有关检验的任何信息和明确建议，尤其是在检验和(或)预检验中的准确定义和参照样品举例说明的特性已指示给评价员的情况下;检验环境:所用检验设施、

14、同时或连续呈送，检验后样品特征是否公开，若公开，以何种方式;检验地点、日期及小组组长姓名。10 精密度和偏差因为感官鉴别检验的结果取决于个体敏感性，因此不可能做出适用于所有评价员的结果再现性的一般陈述。关于特定数目评价员的精密度随小组规模的增加而增加，也随训练和对产品的接触而增加。作为强迫选择程序使用时，若完全遵守第7章的注意事项，通过本方法得到的结果无偏差。5 GB/T 12310-2012 附录A(规范性附录)成对比较检验所需最少正确答案数和评价员数A.1 感觉差别或相似的确定见表A.l表A.3o表A.1根据单边成对检验推断出感官差别存在所需最少正确答案数2) n n 0.20 0.10

15、0.05 0.01 0.001 0.20 o. 10 0.05 0.01 o. 001 10 7 8 9 10 10 11 8 9 9 10 11 36 22 23 24 26 28 12 8 9 10 11 12 37 22 23 24 27 29 13 9 10 10 12 13 38 23 24 25 27 29 14 10 10 11 12 13 39 23 24 26 28 30 15 10 11 12 13 14 40 24 25 26 28 31 16 11 12 12 14 15 44 26 27 28 31 33 17 11 12 13 14 16 48 28 29 31 3

16、3 36 18 12 13 13 15 16 52 30 32 33 35 38 19 12 13 14 15 17 56 32 34 35 38 40 20 13 14 15 16 18 60 34 36 37 40 43 21 13 14 15 17 18 64 36 38 40 42 45 22 14 15 16 17 19 68 38 40 42 45 48 72 41 42 44 47 50 23 15 16 16 18 20 24 15 16 17 19 20 76 43 45 46 49 52 25 16 17 18 19 21 80 45 47 48 51 55 26 16 1

17、7 18 20 22 84 47 49 51 54 57 27 17 18 19 20 22 88 49 51 53 56 59 28 17 18 19 21 23 92 51 53 55 58 62 29 18 19 20 22 24 96 53 55 57 60 64 30 18 20 20 22 24 100 55 57 59 63 66 31 19 20 21 23 25 104 57 60 61 65 69 32 19 21 22 24 26 108 59 62 64 67 71 33 20 21 22 24 26 112 61 64 66 69 73 34 20 22 23 25

18、27 116 64 66 68 71 76 35 21 22 23 25 27 120 66 68 70 74 78 注1:因为是根据二项式分布得到，表中的值是准确的。对于不包括在表中的n值，以下述方式得到遗漏项的近似值z最少正确答案数=大于下式的最接近整数x=(n+1)/2+z.;o五百，其中z随以下显著水平不同而不同z=0.20时，0.84;=0.10时，1.28川=0.05时.1.64;=0.01时，2.33川=0.001时.3.09.注2:n值18时，通常不推荐用成对差别检验。2) 本表中给出的值由n个回答、参数=0.5的二项式分布精确公式计算得出。6 在规定的显著水平所需的最小正确答

19、案数值(列对应的评价员数(行)。若正确答案数大于或等于表中的值，则否定无差别的结论。GBjT 12310-2012 表A.2根据双边成对检验推断出感富差别存在所需最少一致答案组 n n 0.20 0.10 0.05 0.01 0.001 0.20 0.10 0.05 0.01 0.001 10 8 9 9 10 36 23 24 25 27 29 11 9 9 10 11 11 37 23 24 25 27 29 12 9 10 10 11 12 38 24 25 26 28 30 13 10 10 11 12 13 39 24 26 27 28 31 14 10 11 12 13 14 40

20、 25 26 27 29 31 15 11 12 12 13 14 44 27 28 29 31 34 16 12 12 13 14 15 48 29 31 32 34 36 17 12 13 13 15 16 52 32 33 34 36 39 18 13 13 14 15 17 56 34 35 36 39 41 19 13 14 15 16 17 60 36 37 39 41 44 20 14 15 15 17 18 64 38 40 41 43 46 21 14 15 16 17 19 68 40 42 43 46 48 22 15 16 17 18 19 72 42 44 45 48

21、 51 23 16 16 17 19 20 76 45 46 48 50 53 24 16 17 18 19 21 80 47 48 50 52 56 25 17 18 18 20 21 84 49 51 52 55 58 26 17 18 19 20 22 88 51 53 54 57 60 27 18 19 20 21 23 92 53 55 56 59 63 28 18 19 20 22 23 96 55 57 59 62 65 29 19 20 21 22 24 100 57 59 61 64 67 30 20 20 21 23 25 104 60 61 63 66 70 31 20

22、21 22 24 25 108 62 64 65 68 72 32 21 22 23 24 26 112 64 66 67 71 74 33 21 22 23 25 27 116 66 68 70 73 77 34 22 23 24 25 27 120 68 70 72 75 79 35 22 23 24 26 28 注，:因为是根据二项式分布得到，表中的值是准确的。对于不包括在表中的n值，以下述方式得到遗漏项的近l似值2最少正确答案数(x)=大于下式的最接近整数x=(n十1)/2+z-;0. 25n，其中z随以下显著水平不同而不同z=0.20时，1.28;=0.10时，1.64;=0.05时

23、，1.96川=0.01时，2.58;=0.001时，3.29。注2:n值18时，通常不推荐用成对差别检验。7 GB/T 12310-2012 n 18 24 30 36 42 48 8 表A.3根据戚对检验推断两个样品相似所需最大正在局虱一致答案数3)p巳11 Pd F n 卢卡二10% 20% 30% 40% 50% 10% 20% 30% 40% 50% 0.001 54 0.001 29 0.01 0.01 29 32 0.05 9 0.05 28 31 34 0.10 9 10 O. 10 27 30 32 35 0.20 9 10 11 0.20 28 31 34 37 0.001

24、60 0.001 33 0.01 12 0.01 33 36 0.05 12 13 0.05 32 35 38 0.10 12 13 14 0.10 30 33 36 40 0.20 13 14 15 0.20 32 35 38 41 0.001 66 0.001 37 0.01 16 0.01 33 36 40 0.05 16 17 0.05 35 39 43 0.10 15 17 18 O. 10 34 37 40 44 0.20 15 16 18 20 0.20 35 39 42 46 0.001 72 0.001 37 40 0.01 18 20 0.01 36 40 44 0.05

25、18 20 22 0.05 39 43 47 0.10 19 21 23 O. 10 37 41 44 48 0.20 18 20 22 24 0.20 39 42 46 50 0.001 21 78 0.001 40 44 0.01 21 24 0.01 40 44 48 0.05 21 23 26 0.05 39 43 47 51 0.10 22 25 27 0.10 40 44 48 53 0.20 22 24 26 28 0.20 42 46 50 54 0.001 25 84 0.001 44 48 0.01 25 28 0.01 43 48 5 0.05 25 27 30 0.05

26、 42 46 51 55 0.10 26 28 31 O. 10 44 48 52 57 0.20 25 27 30 33 0.20 46 50 54 59 。本表给出的值，根据二项式分布精确公式的置信区间计算值得出。在选择的Pd，和n水平检验相似对应的所需正确或一致答案最大数值。若正确答案数小于或等于表中的值，则在100(l-)%置信水平元差别的假设成立。GBjT 12310-:2012 表A.3(续)PKJ P, n F n 10% 20% 30% 40% 50% 10% 20% 30% 40% 50% 90 0.001 48 53 114 0.001 57 63 69 0.01 47 5

27、2 57 0.01 61 67 73 0.05 45 50 55 60 0.05 59 65 71 77 0.10 47 52 56 61 0.10 61 67 72 79 0.20 45 49 54 58 63 0.20 57 63 69 75 81 96 0.001 52 57 120 0.001 61 67 73 0.01 50 56 61 0.01 65 71 78 0.05 49 54 59 64 0.05 62 68 75 自10.10 50 55 60 66 O. 10 64 70 77 83 0.20 48 53 58 62 68 0.20 60 67 73 79 85 102

28、 0.001 55 61 126 0.001 64 70 7T 0.01 54 59 65 0.01 68 75 82 0.05 52 57 63 68 0.05 66 72 79 85 0.10 54 59 64 70 0.10 68 74 81 87 0.20 51 56 61 67 72 0.20 64 70 76 83 89 108 O. 001 54 59 65 132 O. 001 67 74 81 。.0157 63 69 0.01 65 72 79 86 0.05 55 61 67 72 0.05 69 76 83 90 O. 10 57 63 68 74 0.10 71 78

29、 85 92 0.20 54 60 65 71 76 0.20 67 73 80 87 94 注，:因为是根据二项式分布得到，表中的值是准确的。对于不在表中的值，根据的正常近似值计算100(l- )%置信上限Pd近似值z2(x/的一1J+ 2 X Zp J (nx-x)/n3 式中zz一一正确或一致答案数; 评价员数;Z 随以下显著水平不同而不同:=0.20时，0.84;=0. 10时，1.28;= 0.05时，1.64;卢=0.01时，2.33; =O. 001时，3.09.若计算值小于预先选择的Pd限，则声明样品在日显著水平相似。注2:n值30时，通常不推荐用于成对相似检验。注3:本表不叙

30、述低于n/2的正确答案数值。用符号一标明。A.2 根据表A.4(单边检验和表A.5(双边检验)确定评价员数的统计学方法检验的统计学敏感性取决于三个值z-风险、卢一风险和识别人员的最大允许比例Pd4】。在实施检验前，用下述导则选择J和Pd值。作为一个通用规则，-风险的统计学显著结果:的本标准中，正确答案的概率1按模型P，=lXPd十O/2)X(l-Pd)得出，其中凡是能区分两个产品的全部评价员人数比例。一个评价员决策过程的心理学模型，在成对检验中Thurstone-Ura模型也适用。9 GB/T 12310-2012 10%5% (0.100. 05)的G风险表明差别不显著;二一5%1%(0.0

31、50. 01)的-风险表明差别中等显著;1%0.1 % (0. 010. 001)的r风险表明差别显著;二二低于0.1%(0.001)的r风险表明差别非常显著。对于-风险，差别不明显的显著程度用以上规定的相同要求来评价(不明显代替明显勺。识别人员的最大允许比例凡在以下三个范围内zPd25%代表小值;一一25%Pd35%代表中值;一一Pd35%代表大值。选择评价员数以得到检验所需敏感性水平。在表A.4选择的Pd值的相应部分和选择的卢值的相应列确定。则所需评价员的最少数位于选择的值的相应行。反之，表A.4可用来导出当维持评价员数在实际限量内时提供的可接受敏感性的一系列J和Pd值。方法在参考文献中详

32、述。表A.4单边成对检验所需评价员数目F Pd 0.50 0.20 o. 10 0.05 0.01 0.001 0.50 a 9 22 33 0.20 12 19 26 39 58 0.10 Pd=50% 19 26 33 48 70 0.05 13 23 33 42 58 82 0.01 35 40 50 59 80 107 0.001 38 61 71 83 107 140 0.50 9 20 33 55 0.20 19 30 39 60 94 0.10 Pd =40% 14 28 39 53 79 113 0.05 18 37 53 67 93 132 0.01 35 64 80 96

33、130 174 0.001 61 95 117 135 176 228 0.50 23 33 59 108 0.20 32 49 68 110 166 0.10 Pd =30% 21 53 72 96 145 208 0.05 30 69 93 119 173 243 0.01 64 112 143 174 235 319 0.001 107 172 210 246 318 412 0.50 23 45 67 133 237 0.20 21 77 112 158 253 384 0.10 Pd =20% 46 115 168 214 322 471 0.05 71 158 213 268 39

34、2 554 0.01 141 252 325 391 535 726 0.001 241 386 479 556 731 944 日本表给出的值由个答案、参数p=0.5的二项分布式的精确公式计算得出。这些值表示执行由J和Pd值决定的具有特定敏感性的成对检验所需评价员最小数。在表中选择的Pd值的相应部分和选择的P值的相应列确定。在选择的值的相应行读出所需评价员数。10 G/T 12310-2012 表A.4) (结)卢 Pd 0.50 0.20 0.10 0.05 0.01 0.001 0.50 75 167 271 539 951 0.20 81 294 451 618 1 006 1 555

35、 O. 10 Pd=10% 170 461 658 861 1 310 1 905 0.05 281 620 866 1 092 1 583 2237 0.01 550 1007 1301 1 582 2170 2927 0.001 961 1 551 1 908 2248 2937 3 812 a表中空白部分表示不代表任何实际意义的情况(考虑选择的Pd值的J的高值)。表A.5双边成对检验所需评价员数的P Pd 0.50 0.20 O. 10 0.05 0.01 0.001 0.50 a 23 33 52 0.20 19 26 33 48 70 O. 10 Pd =50% 23 33 42 5

36、8 82 。.0517 30 42 49 67 92 0.01 26 44 57 66 87 117 0.001 42 66 78 90 117 149 0.50 a 25 33 54 86 0.20 28 39 53 79 113 0.10 Pd =40% 18 37 53 67 93 132 0.05 25 49 65 79 110 l49 0.01 44 73 92 108 144 191 0.001 48 102 126 147 188 240 O. 50 29 44 63 98 156 0.20 21 53 72 96 145 208 O. 10 Pd=30% 30 69 93 11

37、9 173 243 0.05 44 90 114 145 199 276 0.01 73 131 164 195 261 345 0.001 121 188 229 267 342 440 0.50 63 98 135 230 352 0.20 46 115 168 214 322 471 0.10 Pd =20% 71 158 213 268 392 554 0.05 101 199 263 327 455 635 0.01 171 291 373 446 596 796 0.001 276 425 520 604 781 1 010 的根据SAS计算程序，本表给出的值由n个回答、参数=0.

38、5的二项式分布的精确公式计算得出。11 GB/T 12310-2012 表A.5(续)卢 Pd 0.50 0.20 0.10 0.05 0.01 0.001 0.50 240 393 543 910 1423 0.20 170 461 658 861 1 310 1905 O. 10 Pd=10.% 281 620 866 1 092 1 583 2237 0.05 390 801 1055 1 302 1 833 2544 0.01 670 1 167 1493 1 782 2408 3203 0.001 1 090 1 707 2094 2440 3 152 4063 a表中空白部分表示不

39、代表任何实际意义的情况(考虑选择的Pd值的J的高值。12 附录B(资料性附录)示例B. 1 示例1.确定两个产晶间特性强度差别存在的单边成对检验B. 1. 1 范围GB/T 12310-2012 跟随消费者作出的评价，进行了一些工艺改进以生产比普通产品更脆的饼干。在进行包括消费者的大规模偏爱检验前，研发部门希望确定工艺改进已达到预期效果。研发部门希望限定推断出风味差别不存在的风险。另一方面，既然有作出其他工艺改进的可能，它准备接受一个检出差别不存在的高风险。B. 1.2 检验目的确定新产品的确更脆。因此是一项单边检验示例。B. 1.3 评价员数为防止研发部门错误推断不存在的风味差别，感官分析监

40、督员建议限值0.05，检出差别的评价员百分数Pd=30%、卢=0.50。因此参考表A.4发现至少需要30位评价员。B. 1.4 实施检验30个样品盘内盛放饼干A(控制样)，30个样品盘内盛放饼干B(试验样)，用唯一性随机数字编码。按1J!序AB将产品呈送给15位评价员，按顺序BA呈送给其他15位评价员。按表B.1出示试验评分表。姓名z说明z评价员编号z表B.1示例1评分表成对检验日期2从左侧一个开始品尝两个样晶。在以下位置指明最脆的样品编码。若不确定，猜测一个;在陈述的开头指明这是猜测。最脆样品编码:可能的陈述zB. 1.5 结果分析与表述21位评价员指明样品B更脆。在表A.1中n=30的相应

41、行和=0.05的列内可看出期望范围内为20个答案，足以表明两个样品差别显著。B. 1.6 报告和结论感官分析人员为评价小组报告在5%(n=30，x=21)显著水平显示更脆的范例。因此可用新工艺生产饼干用来进行消费者偏爱检验。13 GB/T 12310-2012 B.2 示例2:根据给定特性确定两个样品是否相似的单边成对检验B. 2.1 范围制造商知道产品可含有一种使产品产生草本异昧的少许配料。因此他希望确定最大允许量，以使与没有这种配料的参照产品(T)的风味差别几乎感觉不到并因此无任何副作用。B.2.2 检验目的确定这种配料的最大允许量，以使与没有这种配料的参照产品的草本风味差别几乎感觉不到并

42、因此元任何副作用。B.2.3 评价员数制造商希望合理地查明产生草本异味配料允许量的详细说明。因此，本检验中检出草本风味差别的风险(向应保持在尽可能低的水平。既然仅会导致一个较恒定的规范，错误推断出不存在的差别存在的风险较次要。因此卢固定在0.05，在0.50，检出差别的评价员百分比凡固定在20%。因此制造商参考表A.4发现至少需要67位评价员。然而参考表A.3，此表注明对于选择的卢和Pd，为了能使用表A.3最少需要78位评价员(低于78位时，作出的正确或一致答案最大数低于概率，即n/2，并因此不能在表中用数字标出)。制造商因此采用78位评价员。B.2.4 实施检验充分考虑预备检验和上述资料，定

43、义一个指标浓度Co制备两种溶液且每种分开倒入具有唯一性随机数字编码的78个塑料杯中。按顺序TC呈送给39位评价员，其他39位按顺序CT呈送。按表B.1出示试验评分表，但对于这种情况，在比较样品草本特性方面是一个问题。B.2.5 结果分析与表述78位评价员参与检验。51位评价员指明样品C草本风味更强。在表A.3中可看出对于n=78且Pd=20%、卢=0.05，推断样品相似的最大值等于390当在检验期间得到的正确答案数大于这个数值时，分析人员注明不可能推断样品之间风味相似。B.2.6 报告和结论感官分析人员在报告中注明浓度c太高，不能接受为一个可忍受的允许值，并推荐较低浓度的试验。B.3 示倒3.

44、确定两个产晶间特性强度差别存在的双边成对检验B. 3.1 范围一个浓汤制造商希望确定两种铀-基质配料中哪种能形成最强咸味。这种配料将被选择用于新产品配方，因为它可在较稀浓度使用并比较便宜(两种产品每公斤价格相同)。若没有显著差别，将试验其他配料。B. 3. 2 检验目的确定在相同浓度两种配料中的哪种可形成最强咸昧，因此是一个双边检验示例。14 GB/T 12310-2012 E主.3.3评价虽鼓感它分析人员希望为95%的置信度，较亘比例的评价员能觉察出差别r因此。固定在o.0:;、Pcl在50%口然而，既然将会试验其他配料，错误推断差别不存在将导致附加费用。所以，感官分析人员将卢固定在0.10

45、0参考表A.5，发现至少需要42位评价员，因此决定采用44位。B. 3. 4 实施检验制备A和B两批汤，唯一差别是产生咸昧的配料。两种样品用唯一性随机数字编码的陶瓷碗热呈送。按顺序AB呈送给22位评价员，其他22位按顺序BA呈送。按表B.2出示试验评分表。B. 3. 5 结果分析与表述44位评价员参与检验。32位评价员指明样品A较戚，12位评价员指明样品B较咸。在表A.2中对应n=44的行和=0.05的列内，可看出为表明两个样品差别显著，样品A和B得到的两个数的最大值应大于或等于290表A.2也显示这个值大于或等于31意味着在1%的显著水平可推断差别显著。检验编码:845-2003评价员编号:

46、14说明z姓名:表B.2示倒3评分表成对检验日期:从左到右品尝两个样品。选择最咸样品并在相应的样品框上打进行标记。842 376 陈述:若希望作出有关你选择的理由或样品特性的陈述，可在陈述标题下写人。B. 3. 6 报告和结论感官分析人员在报告中注明在1%显著水平可感觉配料A比配料B威。因此采用配料A用于未来生产中。B.4 示锣J4:根据给定特性确定两个样晶是否相似的双边成对检验B. 4.1 范围一个汽车仪表盘制造商，由于经济原因，正寻找一个新产品以替代普通润滑剂，但不希望新的塑胶配方比普通配方可感觉出较差或较强的表面润滑性。B. 4. 2 检验目的确定在相同浓度新润滑剂是否会和普通产品一样提

47、供相同的表面润滑性。B. 4. 3 评价员数制造商希望合理地查明新配料与普通润滑剂一样提供相同水平的可察觉的表面润滑性。因此，15 GB/T 12310-2012 本检验中，不能检出表面润捂住差别的风险应保持在尽可能低的水平。错误;在断出差别不存在的倾向存在的风险仍然重要，因为它会导致继续使用通常较昂贵的润滑剂。因此卢固定在0.05，在0.10，检出差别的评价员的百分比凡固定在30%。因此制造商参考表A.5发现至少需要9位评价虽为平衡呈送顺序，决定采用120位评价员。B.4.4 实施检验制备A和B两批塑料板材，唯一差别是产生表面润滑特性的润滑剂。两种板材用唯一性随机数字编码的盒呈送。按顺序AB

48、呈送给60位评价员，其他60位按顺序BA呈送。按表B.3出示试验评分表。B.4.5 结果分析与表述采用的120位评价员参与检验。其中67位评价员指明样品A提供较强的表面润滑性，53位评价员指明样品B。在表A.3中对应n=120的部分和卢=0.05的相应行、Pd=30%的列内，发现数值为680两个样本得到的最高值(67)小于本值(68)，因此在95%的置信区间和本检验选择的Pd值，可推断两个样品之间相似存在。表B.3示例4评分表成对检验姓名:评价员编号z日期z说明:要求比较两个样品的表面润滑特性。具有表面润滑性的板材是对于手越过其表面的切向移动不能呈现任何阻力一种板材。请触摸两个产品，从左侧一个

49、开始，观察以下方面z手的水平移动，从左到右轻轻施力。选择表面润滑性最强的样品并在相应的样品框上打进行标记。192 526 B.4.6 报告和结论感官分析人员报告新润滑剂和普通润滑剂一样提供相似水平的表面润滑性，因此可投入生产。B.5 示例5:成对检验置信区间B. 5.1 范围若愿意，分析人员根据实际能区分两个样品人数的比例计算一个置信区间(即校正概率)。根据此处正态分布近似值如下计算:置信上限:Pd十Z.Sd置信下限:Pd-Z.Sd式中:Pc=x/n Pd=2Pc一1Sd=2.jPc(1-PC)/=2J(n X x - x2)/n3 Pc 期望或一致答案比例;16 GB/T 12310-2012 7 在其?塑范围内的正确答案数(单边析段)草了一致智案数(双边检验)i n -