1、ICS 67.240 B 04 GI3 国家标准国春日11: ./、民中华人GB/T 17321-2012 代替GBjT17321-1998 感官分析方法二-三点检验Sensory analysis method-Duo-trio test (ISO 10399: 2004 , Sensory analysis-Methodology-Duo-trio test, MOD) 2012-06-29发布中华人民共和国国家质量监督检验检痊总局中国国家标准化管理委员会2012-11-01实施发布GB/T 17321-2012 自次Ti-1i1iqLqquqGA吐A吐EdEunUFD表询查数员价评和数案
2、答确口正需所验检点三司二示求H主UU录和文u要表差附附用义和i偏性性析告和范料例附斜口川分报度规资窜(献围范语理验价序果验气精AB文范规术原检评程结检录录考前123456789四附附参GB/T 17321-2012 自UR 本标准按照GB/T1. 1-2009给出的规则起草。本标准代替GB/T173211998(感官分析方法二三点检验)，与GB/T17321相比，其主要技术变化如下z一一一增加了用于优选、培训和检验评价员的内容(见第1章); 一一引用标准改为规范性引用文件(见第2章); 一一增加了术语和定义、原理、评价员(见第3章、第4章和第6章); 删除了方法提要、设备和抽样(见1998年版
3、的第4章、第5章和第6章); 般检验条件和要求将具体条件逐项列出(见第5章)，而不是引用其他标准(见1998年版的第7章); 一一删除了有关评价员要求，而是作为单独条详述(见第6章); 一一检验步骤和结果表示(见1998年版的第8章和第9章)更改为程序、结果分析和表述和(见第7章和第8章); 增加了精密度和偏差(见第10章); 一-附录A、附录B内删除答案格式，增加了统计学表格和示例。本标准修改采用ISO10399: 2004(感官分析方法论二-三点检验)(英文版)。与ISO10399: 2004相比，本标准做了具有技术性差异的调整，具体调整如下za) 关于规范性引用文件一一用GB町/厅T10
4、221代替了I巳SO5492: 1992; 用GB/T13868代替了ISO8589: 1988; 增加了GB/T10220、GB/T12311、GB/T14195和GB/T16291. 20 b) 删除了国际标准前言，增加了我国标准前言。c) 7.3原文注的内容，编排为标准正文。本标准由中华人民共和国农业部提出并归口。本标准起草单位:中国农业科学院农业质量标准与检测技术研究所、农业部食品质量监督检验测试中心(济南)。本标准主要起草人:任凤山、张丙春、吕潇、钱永忠、王敏、朱志华、毛雪飞、王磊、赵平娟、吴伟。本标准所代替标准的历次版本发布情况为:GB/T 17321-19980 I GB/T 1
5、7321-2012 感官分析方法二-三点检验1 范围本标准规定了确定两个产品的样品间是否存在可感觉到的感官差别或相似的程序。本标准方法为强迫选择程序。本标准适用于单一或几种感官特性存在的差别。本标准也适用于差别特性未知时(即它既不确定样品间的差别程度也不确定差别范围，也没有任何特性差别迹象)。本标准仅适用于产品相当相似时。本标准适用于下述情况:a) 确定有感觉差别(二-三点检验检验差别); 一一元感觉差别(二三点检验检验相似)，例如当配料、工艺、包装、处理或贮藏有一项改变时。b) 用于优选、培训和检验评价员本标准方法的两种形式:恒定参比技术，用于评价员对一个产品熟悉时(如样品来自固定生产线);
6、 一一平衡参比技术，用于评价员对一个产品不比另一个产品更熟悉时。本标准统计有效性低于三点检验(见GB/T12311) ，但评价员较易实施。2 规范性引用文件下列文件对于本文件的应用是必不可少的。凡是注日期的引用文件，仅注日期的版本适用于本文件。凡是不注日期的引用文件，其最新版本(包括所有的修改单)适用于本文件。GB/T 10220 感官分析方法总论(GB/T10220-2012 ,IS0 6658:2005 , IDT) GB/T 10221感官分析术语(GB/T10221-2012, ISO 5492 :2008 , MOD) GB/T 12311 感官分析方法三点检验(GB/T12311-
7、2012 , ISO 4120: 2004 , MOD) GB/T 13868 感官分析建立感官分析实验室的一般导则(GB/T13868-2009 , ISO 8589: 2007 , IDT) GB/T 16291. 1 感官分析选拔、培训和管理评价员一般导则第1部分z优选评价员(GB/T 16291. 1-2012,ISO 8586-1:1993 ,MOD) GB/T 16291. 2 感官分析选拔、培训和管理评价员一般导则第2部分z专家评价员(GB/T 16291. 2-2010,ISO 8586-2:2008 ,IDT) 3 术语和定义GB/T 10221界定的以及下列术语和定义适用于
8、本文件。3. 1 -风险alpha-risk 当感官差别不存在时，推断感官差别存在的概率。注z这也被认为是第I类错误、显著水平或假阳性率。1 GB/T 17321-2012 3, 2 3.3 3.4 3.5 3.6 3. 7 3.8 /1-风险bea-risk 当J喜古差别存在时，推断感官差别不存在的概率。注:这也被认为是第E类错误或假阴性率。差别difference 根据感官特性，样品能被区别的状态。注z能检出产品间感官差别的评价员比例用符号Pd表示。产品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
9、通用术语。注:在统计学术语中，检验敏感性用J和Pd值定义。相似similariy 样品间的感官差别很小以致于产品可互换的状态。三联样triad 在二-三点检验中提供给评价员的三个样品。注:在二-三点检验中，一个样品被标记为参比样，另外两个样品用不同编码标识。其中一个编码样品与参比样是同一产品，另外一个编码样品是检验中的其他产品。4原理根据检验要求的敏感性选择评价员数(见6.2和A.3)。评价员得到一组三个样品(即三联样)，一个样品被标记为参比样，另外两个样品编码不同。告知评价员其中一个编码样品与参比样相同，一个与参比样不同。根据检验前的训练和指导，评价员应报告哪个编码样品与参比样相同，或哪个编
10、码样品与参比样不同。计算正确答案数并根据统计学表确定显著性。5 检验条件和要求5. 1 用书面形式明确检验目的。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、产品数量相同)制备样品。5.4 评价员应不能通过样品的呈送方式鉴别出样品。例如，在品尝检验中，避免任何外观差别。用滤光器和(或柔和灯光掩饰任何不相干的色泽差别。5.5 用统一方式对盛有样品的容器进行编码，宜使用为每个检验随机选择的三位数字。每组三联样一GB/T 17321-2012 个被标记为参比样，两个用不同辑码标记。在一个会期期
11、间，每个评价员宜使用不同编码。但若-个检验会期期间每个评价员仅使用每个编码一次(例如，若相同会期内实施了不同产品的几个二F三点检验)，在一项检验内所有评价员可使用两个相同编码。5.6 每组三联样内三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，应告知评价员元论任何样品取相似的数量或体积。5. 7 每组三联样内三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 应告知评价员是否可吞咽样品或是否可按他们喜欢的方式随意去做。后一种情况，应要求评价员
12、对所有样品以相同的方式进行。5.9 检验会期内，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可改善一个评价员的成绩，因而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。所有评价员应熟悉二-三点检验技术方法(即形式、任务和评价程序)。6.2 评价员数选择评价员数以达到检验所需敏感性(见A.3)。使用大量评价员增加检出产品之间微小差别的可能性。但实际上，评价员数通常决定于具体条件(如试
13、验周期、可利用评价员人数、产品数量)。当检验差别时，具有代表性的评价员数在32位36位之间。当检验元合理差别时(即相似)，为达到相当的敏感性需要两倍评价员数(即大约72位)。尽量避免同一位评价员的重复评价。若需要重复评价以得出产品足够数量的总评价，应尽量使每一位评价员评价次数相同。例如，仅有12位评价员可利用，应使每位评价员评价三组组合以得到36个总评价数。注z当用表A.2检验相似时，由12位评价员得出的36个独立评估的三组评估论述元效。然而，当给出重复评估时用表A.1的差别检验是有效的。关于重复选择检验的出版物提出近似值二选一，用于选择检验中的平行评估分析。7 程序7. 1 本标准方法有恒定
14、参比技术和平衡参比技术两种形式。若评价员熟悉产品(如来自生产线的控制样)，使用恒定参比技术。若对于两个产品都不太熟悉，使用平衡参比技术。a) 恒定参比技术检验前准备工作表和评分表(见B.2)，使用数目相同的A、B两个产品两种可能的序列。ARAB ARBA 在评价员之间两人一组随机分发样品(即在第一组两个评价员之间用-个序列，在下一组两个评价员中再使用这个序列，等等)。若评价员总数是奇数时，会使结果的不平衡性降至最低。b) 平衡参比技术检验前准备工作表和评分表(见B.2)，使用数目相同的A、B两个产品四种可能的序列。3 GB/T 17321-2012 AF，.r A,BA BRAB BRBA 王
15、军歹u中前两个组合含有产品A(即A作为对照吨后两个组合含有产丑(E!P，)作为对照。在评价员之间四人一组随机分发样品(即在第一组四个评价员之间用一个序列;在下一组四个评价员中再使用这个序列，等等)。若评价员总数不是四的倍数时，会使结果的不平衡性降至最低。7.2 若可能，应同时呈送每组三个样品，随后为每个评价员提供相同的空间排列(如总是从左到右直线排列、以三角排列呈送样品)。在三联样内，若愿意，一般允许评价员为每个样品给出重复评价(若产品性质允许做出重复评价)。7.3 要求评价员首先评价参比样，然后按顺序评价呈送的两个编码样品。告知评价员其中一个编码样品与参比样相同，一个与参比样不同。要求评价员
16、指出两个编码样品中与参比样相同的一个，或两个编码样品中与参比样不同的一个。当要求评价员选择与参比样相同样品或选择与参比样不同的样品时，应考虑常规评价小组是否使用了其他鉴别检验方法。许多鉴别检验方法如三点检验，侧重于检验中鉴别不寻常的或不同的样品。要求评价员在一种方法中识别不同样品并在另一种方法中识别相同样品，这可能引起混淆并导致高概率的不正确回答。7.4 应为每个三联样组合提供一个评分表。若一个评价员在一个会期内进行一项以上检验，在呈送随后的三联样前收集全部评分表和未用样品。评价员不能追溯到以前样品或改变以前检验的结论。7.5 评价员做出选择后不要询问有关偏爱、接受或差别程度的问题。对任何附加
17、问题的回答可能影响到评价员做出的选择。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/T10220)。询问为何做出选择的陈述部分可包含评价员的陈述。7.6 二-三点检验是强迫选择程序;评价员不允许回答无差别。应要求检验出样品之间无差别的评价员随机选择一个样品，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 差别检验用表A.1分析由二-三点检验获得的数据。若正确答案数大于或等于表A.1中给出的数(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.D。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.3o8.2 相似检验1)用
18、表A.2分析由二-三点检验获得的数据。若正确答案数小于或等于表A.2中给出的数(对应评价员数和检验选择的风险水平和Pd值)，则推断出样品之间不存在有意义的感官差别(见B.2)。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.3o9 检验报告4 给出检验对象、检验结果和结论。建议给出以下附加信息:1) 本标准中，相似不是指等同。更确切地说，相似指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，但可表明存在于两个产品之间的差别很小以致无实际意义。GBJT 17321-2012 检验目的和样品处理的特性;一一样品的全部
19、标识(即来源、制备方法、数量、状态、检验前的储藏、呈送的量、温度)，样品信息应传达所有已进行的储藏、处理和制备，以这种方式生产的样品仅仅由于关注点的变化而不同，无论任何情况;评价员人数、正确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、对检验中样品)，年龄和性别(见GBjT16291. 1和GBjT 16291. 2) ; 一二对评价员给出的有关检验的任何信息和明确建议;一一检验环境(即所用检验设施、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); 二一检验地点、日期及小组组长姓名。10 精密度和偏差因为感官鉴别检验结果取决于个体敏感性，因
20、此不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，通过本标准方法得到的结果元偏差。5 G/T 17321-2012 附录A(规范性附录)二-三点检验所需正确答案组和评价员数查询表A.1 表A.l给出的值是在规定的显著性水平所需的最少正确答案数(列)，和相应的评价员数n(行)。若正确答案数大于或等于表A.l中的值，则元差别的假设不成立。表A.1二-三点检验推断感官差别存在所需最少正确答案数 n 直0.20 o. 10 0.05 0.01 0.001 0.20 0.1
21、0 0.05 0.01 0.001 6 5 6 6 26 16 17 18 20 22 7 6 6 7 7 27 17 18 19 20 22 8 6 7 7 8 28 17 18 19 21 23 9 7 7 8 9 29 18 19 20 22 24 10 7 8 9 10 10 30 18 20 20 22 24 11 8 9 9 10 11 32 19 21 22 24 26 12 8 9 10 11 12 36 22 23 24 26 28 13 9 10 10 12 13 40 24 25 26 28 31 14 10 10 11 12 13 44 26 27 28 31 33 1
22、5 10 11 12 13 14 48 28 29 31 33 36 16 11 12 12 14 15 52 30 32 33 35 38 17 11 12 13 14 16 56 32 34 35 38 40 18 12 13 13 15 16 60 34 36 37 40 43 19 12 13 14 15 17 64 36 38 40 42 45 20 13 14 15 16 18 68 38 40 42 45 48 21 13 14 15 17 18 72 41 42 44 47 50 22 13 14 15 17 19 76 43 45 46 49 52 23 15 16 16 1
23、8 20 80 45 47 48 51 55 24 15 16 17 19 20 84 47 49 51 54 57 25 16 17 18 19 21 88 49 51 53 56 59 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n值，根据下列二项式的正常近似值为遗漏的登记项计算近似值:最少正确答案数(x)=大于下式的最近似整数:x=(n/2)十zVn!4其中z随以下显著水平不同而不同z=0.20时，0.84川=0.10时，1.28川=0.05时，1.64;=0.01时，2.33 ;=0.001时，3.090注2:n值795 B-168 31 AR A-795 B-16
24、8 6 AR B-168 A-795 32 AR B-168 A-795 7 AR A-795 B-168 33 AR A-795 B-168 8 AR B-168 A-795 34 AR B-168 A-795 9 AR A-795 B-168 35 AR A-795 B-168 10 AR B-168 A-795 36 AR B-168 A-795 11 AR A-795 B-168 37 AR A-795 B-168 12 AR B-168 A-795 38 AR B-168 A-795 13 AR A-795 B-168 39 AR A-795 B-168 14 AR B-168 A-
25、795 40 AR B-168 A-795 15 AR A-795 B-168 41 AR A-795 B-168 16 AR B-168 A-795 42 AR B-168 A-795 17 AR A-795 B-168 43 AR A-795 B-168 18 AR B-168 A-795 44 AR B-168 A-795 19 AR A-795 B-168 45 AR A-795 B-168 20 AR B-168 A-795 46 AR B-168 A-795 21 AR A-795 B-168 47 AR A-795 B-168 22 AR B-168 A-795 48 AR B-
26、168 A-795 23 AR A-795 B-168 49 AR A-795 B-168 24 AR B-168 A-795 50 AR B-168 A-795 25 AR A-795 B-168 51 AR A-795 B-168 26 AR B-168 A-795 52 AR B-168 A-795 注，:用参照(Ref)或指定的随机三位数标记样品杯并按给每位评价员的呈送顺序排列。注2:在一个呈送盘内呈送、放置样品和一份编码评分表。注3:无论回答正确与否都回传涉及的工作表。13 GB/T 17321-2012 表B.4示倒2评分表二三点检验检验编码587-FF03评价员编码:21 姓名z
27、日期:样品类型z软饮料说明z在样品盘中从左到右品尝样品。左侧样品为参照，其他样品之一与参照不同。选择不同的样品并在相应的样品框内标记X。盘内样品指明与参照不同的样品陈述z参照795 168 注:如果你希望说明选择的理由或样品特性，可在陈述栏内描述。置信上限:Pd+ZaSd置信下限:Pd-ZaSd 式中zPc一一正确比例;z一一正确答案数zn 评价员总数;Pd 识别人员比例;Sd二-Pd标准差5Za一一-标准正态分布的临界值。对于90%的置信区间，Za=1.28;95%的置信区间，Za= 1. 64; 99%的置信区间，Za=2.330B.3.2 结果分析与表述假设示例2的数据，x=25，n=5
28、1。则zPc=25/51=0.49 Pd=2X0.49-1=一0.02Sd =2O. 49(1一0.49)/51=0. 14 95%置信上限:一0.02十1.64XO. 14=0.21 95%置信下限:一0.02+1.64XO.14=一0.25若分析人员检验相似，分析人员有95%的置信水平确定能区分样品人员的实际比例不大于21%。反之，若分析人员检验差别，由于95%置信下限是负值，Pd=O%在区间内，并因此是一个可能的值，因而支持样品间元感官差别的结论。总体来看，置信区间允许上下限5%的误差，因而区分人员的真正比例约在人数的0%21%之间，感官分析人员有90%的置信水平。根据检验目的，研究人员
29、可选择使用单边置信上限、单边置信下限、或双边置信限。14 GB/T 17321-2012 参考文献lJ ISO 3534-1 Statistics-Vocabulary and syrnbols-Part l:Probability and general statistical terms 2J BROCKHOFF, P. B. , SCHLICH , P. Handling replications in discrimination tests. Food Quality and Preference,1998,9(5) :303-312. 3J ENNIS,D. M. ,BI,J. T
30、he beta-binomial model:Accounting for inter-trial variation in repli cated difference and preference tests. Journal of Sensory Studies, 1998 ,13 (4) : 389-412. 4J FRIJTERS,J. E. R. Three-stimulus procedure in olfactory psycholophysics:An experimental comparison of thurstone-ura and three-alternative
31、 forced-choice models of signal detection theory. P巳rception and Psychophysics,1980 ,28(5) :390-397. 5J KUNERT,J. ,MEYNERS,M. On the triangle test with replications. Food Quality and Pref erence,1999(10):477-482. 6 J KUNERT, J. On repeated difference testing. Food Quality and Preferenc巳，2001(12): 38
32、5-391. 7J MEILGAARD,M. ,CIVILLE,G. V. ,Carr,B. T. Sensory evaluation techniques. 2nd edition. CRC Press,lnc,Boca Raton,FL, 1991 :338. 8J SCHLICH , P. Risk tables for discrimination tests. Food Quality and Preference, 1993 (4) : 141-151. NFONiFNEFH阁。华人民共和国家标准感宫分析方法二-三点检验GB/T 17321-2012 国中峰中国标准出版社出版发行北京市朝阳区和平里西街甲2号(100013)北京市西城区三里河北街16号(100045)网址总编室:(010)64275323发行中心:(010)51780235读者服务部:(010)68523946中国标准出版社秦皇岛印刷厂印刷各地新华书店经销祷印张1.25 字数33千字2012年11月第一次印刷开本880X12301/16 2012年11月第一版* 21.00元如有印装差错由本社发行中心调换版权专有侵权必究举报电话:(010)68510107定价书号:155066. 1-45751 GB/T 17321-2012 打印日期:2012年12月11日F008AOO
