1、ICS 67240B 04中华人民 共和II，、，H镭园国国家标准GBT 1 23 1 5-2008ISO 8587：2006代替GBT 12315-1990感官分析 方法学 排序法2008-0625发布Sensory analysis-Methodology-Ranking(IS0 8587：2006，IDT)200812-01实施宰瞀嬲鬻瓣警糌瞥翼发布中国国家标准化管理委员会况19GBT 12315-200811S0 8587：2006目 次前言1范围-2规范性引用文件3术语和定义4方法提要5检验的一般条件6评价员t61条件62评价员人数-63检验前的统一认识7检验步骤71样品提供-72参
2、比样73检验技术74回答表-8结果的表述与解释81排序结果与秩和计算82统计分析和解释9检验报告附录A(规范性附录)检验条件的确定附录B(资料性附录) 应用实例完全区组设计附录C(资料性附录) 应用实例一 平衡不完全区组设计附录D(资料性附录)检验回答表格式样参考文献表l排序结果与秩和计算表2 Spearman相关系数的I艋界值表3完全区组设计中Page检验的I临界值一表4 Friedman检验的临界值(o05和001水平)表5 z2分布临界值一表6符号检验的临界值(双侧)I11222222333333334n托44678刖 罱GBT 12315-2008IS0 8587：2006本标准等同采
3、用国际标准ISO 8587：2006感官分析方法学排序法(Sensory analysis-Methodology-Ranking)。为便于使用，本标准做了下列编辑性修改：a)“本国际标准”一词改为“本标准”。b)用小数点“”代替作为小数点的逗号“，”。c)删除国际标准的前言。d)对标准中出现的公式进行了编号，以表述更明确。e)将825中的注，改为附注3)，以更突出重点、表达更清晰。f)对附录A中表A1的第一列适当进行了拆分合并处理，以使检验目的更加明确。对附录B和附录C根据检验分析的步骤，划分出条，进行了编号，并根据每条的内容列出了标题，以表达更清晰，便于理解。本标准代替GBT 12315
4、1990感官分析方法排序法。本标准与GBT 12315 1990相比，重大的技术内容变化主要有：对采标的国际标准原文处理不同，旧版标准参照采用ISO 8587：1988，新版标准等同采用IS0 8587：2006；一增加了采用Spearman相关系数评判评价员个人表现和采用Page检验评判小组表现的技术内容；一区分了不同试验设计进行结果表达与解释的差异，如完全区组设计和平衡不完全区组设计中，计算LSD最小显著差数值的不同公式；明确了不同检验目的所需的检验条件，如评价员水平、评价员人数以及可采用的统计方法等。本标准的附录A为规范性附录，附录B、附录C、附录D为资料性附录。本标准由中国标准化研究院
5、提出并归口。本标准主要起草单位：中国标准化研究院、北京工商大学、中国人民解放军总后勤部军需装备研究所、今麦郎食品有限公司。本标准主要起草人：赵镭、刘文、汪厚银、宋焕禄、钱平、侯国友。本标准所代替标准的历次版本发布情况为：GBT 12315 1990。GBT 12315-20081S0 8587：2006感官分析方法学排序法1范围本标准规定了将一系列被检样品按其某种特性或整体印象的顺序进行排列的感官分析方法。本标准适用于评价样品间的差异，如样品某一种或多种”感官特性的强度，或者评价人员对样品的整体印象。该方法可用于辨别样品问是否存在差异，但不能确定样品间差异的程度。本标准规定的方法适用于以下情况
6、：a)评价员评估：包括培训评价员以及测定评价员个人或小组的感官阈值；b)产品评估：1)在描述性分析或偏爱检验前，对样品初步筛选；2)在描述性分析和偏爱检验时，确定由于原料、加工、包装、贮藏以及被检样品稀释顺序的不同，对产品一个或多个感官指标强度水平的影响；3)在偏爱检验时，确定偏好顺序。2规范性引用文件下列文件中的条款通过本标准的引用而成为本标准的条款。凡是注日期的引用文件，其随后所有的修改单(不包括勘误的内容)或修订版均不适用于本标准，然而，鼓励根据本标准达成协议的各方研究是否可使用这些文件的最新版本。凡是不注日期的引用文件，其最新版本适用于本标准。GBT 10221感官分析术语(GBT 1
7、0221 1998，idt ISO 5492：1992)GBT 16860感官分析方法质地剖面检验(GBT 168601997，idt ISO 11036：1994)GBT16861感官分析 通过多元分析方法鉴定和选择用于建立感官剖面的描述词(GBT 16861TMl997，idt IS0 11035：1994)ISO 35341 统计学术语 第1部分：一般统计术语(Statistics Vocabulary and symbols-Part 1：General statistical terms and terms used in probability)ISO 6658感官分析方法总论(S
8、ensory analysis-Methodology General guidance)ISO 85861感官分析专家的选拔、培训和管理导则(Sensory analysis General guidance forthe selection training and monitoring of assessors-Part 1：Selected assessors)ISO 8589感官分析 建立感官分析实验室的一般导则(Sensory analysis-General guidance forthe design of test rooms)ISO 85862感官分析选拔与培训感官分析优选
9、评价员导则(Sensory analysis-General guidance for the selection and training of selected assessors)注：与本标准规范性引用的国际文件有一致性对应关系的我国标准如下：GBT 33581 1993统计学术语第一部分一般统计术语(ISO 35341：1993，NEQ)；GBT 10220-1988感官分析方法总论(1SO 6658：1985，NEQ)；GBT 16291 1996感官分析专家的选拔、培训和管理导则(ISO 8586 1：1994，NEQ)；GBT 13868 1992感官分析建立感官分析实验室的一般
10、导则(ISO 8589：1988，EQv)。1)在评价样品多种感官特性强度的差异时，被检的每一种感官特性都应通过不同的检验来排序，即检验时，同一样品被编上不同的编码，以不同的次序提供给同一评价员。1GBT 12315-2008IS0 858720063术语和定义GBT 10221和ISO 3534一l中确立的感官分析和统计学的术语和定义适用于本标准。4方法提要评价员同时接受三个或三个以上的样品，排列顺序是随机的。注：虽然对两个样品也能进行排序，但此时通常采用成对比较法(参照GBT 12310)。评价员按照规定的准则，对样品进行排序，给出每个样品的序位，即秩。秩既可按照某个属性或特性给出，也可按
11、整体印象给出综合秩。计算秩的和(秩和)，然后进行统计比较(检验)。5检验的一般条件检验时，对样品、实验室和检验用具的具体要求，见ISO 6658和ISO 8589等相关标准。准备被检样品时，应注意以下三个方面：a)被检样品的制备、编码和提供。b)被检样品的数量。被检样品的数量应根据被检样品的性质(如饱和敏感度效应)和所选的试验设计来确定，并根据样品所归属的产品种类或采用的评价准则进行调整。如：优选评价员或专家最多一次只能评价15个风味较淡的样品，而消费者最多只能评价3个涩味的、辛辣的或者高脂的样品。甜味的饱和度较苦味的饱和度低，甜味样品的数量可比苦昧样品的数量多。c)被检样品的说明。6评价员6
12、1条件评价员应具备的条件依检验的目的而定，见附录A。参加检验的所有评价员应尽可能地具有同等的资格水平，所需水平的高低由检验的目的来决定。a)如要开展以下三方面的工作，需要选择优选评价员或专家：1)培训评价员；2)进行描述性分析，确定由于原料、加工、包装、贮藏以及被检样品稀释顺序的不同，而造成的对产品一个或多个感官指标强度水平的影响；3)测试评价员个人或小组的感官阈值。b)只进行偏爱检验或者样品的初步筛选(即从大量的产品中挑选出部分产品作进一步更精细的感官分析)，可选择未经培训的评价员或消费者，但要求他们接受过该方法的培训：所有参加检验的评价员均应符合ISO 6658、ISO 85861和ISO
13、 85862的要求，并应接受关于排序法和所使用描述词的专门培训。62评价员人数评价员人数依检验目的确定，见附录A。进行描述性分析时，按照可接受统计风险的水平以及标准GBT 16861和GBT 16860的要求，确定最少需要的评价人数，宜为12位1 5位优选评价员。进行偏爱检验中确定偏好顺序时，同样依据可接受风险的水平，确定最少需要的评价员人数，一般每组至少60位消费者类型评价人员。进行评价员工作检查、评价员培训以及测试评价员个人或小组的感官阈值时，评价员人数可不限定。2GBT 12315-2008IS0 85872006对结果统计分析时，除评价员人数外，其他条件也应一致，如评价员的水平同等，检
14、测条件相同等。评价员数量越多，越能反映产品问的系统差异。63检验前的统一认识检验前应向评价员说明检验的目的。必要时，可在检验前演示整个排序法的操作程序，确保所有评价员对检验的准则有统一的理解。检验前的统一认识不应影响评价员的下一步评价。7检验步骤71样品提供提供样品时，不能使评价员从样品提供的方式中对样品的性质做出结论。避免评价员看到样品准备的过程。按同样的方式准备样品，如采用相同的仪器或容器、同等数量的样品、同一温度和同样的提供方式等。应尽量消除样品间与检验不相关的差异，减少对排序检验结果的影响。宜在样品平常使用的温度下提供。盛放样品的容器用三位数字随机编码，同一次检验中每个样品编码不同(评
15、价员之间也不相同更好)。提供样品时还应考虑检验时所采用的设计方案，尽量采用完全区组设计，将全部样品随机提供给评价员，参见附录B示例。但如果样品的数量和状态使其不能被全部提供时，可采用平衡不完全区组设计，以特定子集将样品随机提供给评价员，参见附录C示例。无论采用何种设计，都应保证所有的评价员能完成各自的检验任务，不遗漏任何样品。注：平衡不完全区组试验设计，通常在区组间存在差异时使用，见参考文献E53，从中预先选定区组。每个评价员得到P个样品中的k个(F，根据表4中评价员人数，样品(产品)数和显著性水平(a=005或a一001)，就拒绝原假设，认为产品的秩次间存在显著差异，即产品间存在显著差异。表
16、4 Friedman检验的临界值(O05和001水平)样品(或产品)数p评价员3 4 5 6 7 3 4 5 6 7人数j显著性水平。=005 显著性水平a一0017 7143 78 911 1062 1207 8 857 10371 1197 1369 15358 6250 765 919 1068 12 14 9000 10 35 1214 13 87 15539 6 222 766 922 1073 1219 9667 1044 1227 1401 156810 6200 767 925 1076 12 23 9600 1053 1238 1412 157911 6545 768 927
17、 1079 1227 9 455 1060 1246 1421 158912 6167 770 929 1081 1229 9500 1068 1253 1428 159613 6000 770 930 1083 1237 9385 1072 1258 1434 16 0314 6143 771 932 1085 1234 9000 1076 1264 1440 160915 6400 772 933 1087 1235 8933 1080 1268 1444 1614GBT 12315-2008IS0 8587：2006表4(续)样品(或产品)数p评价员3 4 5 6 7 3 4 5 6 7
18、人数j显著性水平ao05 显著性水平d一00116 5 99 7 73 934 1088 1237 879 1084 1272 1448 161817 599 773 934 1089 1238 881 1087 1274 1452 162218 599 773 936 1090 1239 884 1090 1278 1456 162519 599 774 936 1091 1240 886 lO92 1281 1458 162720 599 774 937 1092 1241 887 1094 1283 1460 1630。： 599 781 949 1107 1259 921 1134 1
19、3Z8 1509 1681注1：F可能是不连续值，此不连续性是由于J、p值较小而造成，故在a一0OS和a一001的情况下，不能得到临界值。注2：使用r分布的一个近似值得到用斜体表示的值即临界值。如果样品(产品)数或者评价员人数未列在表中，可将F。看作自由度为p一1的x2分布，估算出临界值。z2分布的临界值参照表5，户为样品(产品)数。表5 r分布I晦界值显著性水平a样品(或产品)数p r自由度(”一p一1) 005 口=0013 2 599 9214 3 7 81 11345 4 949 13286 5 1107 15097 6 1259 16818 7 1407 18479 8 1551 2
20、0 0910 9 16 92 216711 10 1831 232112 11 1967 247213 12 2103 262214 13 2236 276915 1 4 2368 291416 15 2500 305817 16 2630 320018 17 2759 334119 18 2887 348020 19 3014 361921 20 314 3768表5(续)GBT 12315-2008IS0 8587：2006显著性水平a样品(或产品)数p r自由度(v-p 1)6t-005 0 0122 21 327 38923 22 339 40324 23 352 41625 24 3
21、64 43026 25 377 44327 26 389 45628 27 401 47029 28 413 48330 29 426 4968232检验哪些产品与其他产品存在显著性差异如果Friedman检验的结论是产品之间存在显著性差异时，则可通过在选定的风险a下，计算最小显著差(LsD)来确定哪些产品与其他产品存在显著性差异(a=005，或a一001)。在考虑风险a水平(显著性水平，即实际不存在差异，而检验结果存在差异的概率)时，应选用以下两种方法之一：a) 当风险水平是应用于某特定产品对时，实际风险即是a。例如当a一005，在计算LSD时的z值为196(对应于双尾正概率为a)，此时的风
22、险称为比较风险或个别风险。b)当风险水平。应用于整个实验，则与每个产品对有关的实际风险为a一2ap(P一1)。例如，当p一8，a一005时，a 70001 8，z一29l(对应于双尾正概率为a)。此时的风险称为实验风险或整体风险。大多数情况下，往往选用实验风险去判定哪些产品与其他产品存在显著性差异。在完全区组试验设计中，LSD值由式(6)得出： LS。一z户平在平衡不完全区组试验设计中，LSD值由式(7)得出： LSD-z产巫匝P(6)计算两两样品的秩和之差，并与LSD值比较。若秩和之差等于或者大于LSD值，则这两个样品之问存在显著性差异，即排序检验时，已区分出这两个样品之间的差异。反之，若秩
23、和之差小于LSD值，则这两个样品之间不存在显著性差异，即排序检验时，未区分出这两个样品之间的差异。824同秩情况若两个或多个样品同秩次，则完全区组设计中的F值应替换为F，由式(8)得出：一一二面万毒万=丽 其中E值由式(9)得出：令n，、n：、n-为每个同秩组里秩次相同的样品数，则：E一(n一n1)+(nin2)+(”i例如，表1中有两个组出现了同秩情况：第2行中B、C样品同秩次(评价结果来源于二号评价员)，则nt一29GBT 12315-2008ISO 8587：2006第3行中B、c和D样品同秩次(评价结果来源于三号评价员)，则n：一3。故：E=(23 2)+(333)一6+2430因j一
24、7，p-4，先计算出F，再按式(8)计算F：F一一F丽币专丽丽叫08F然后将F 7与表4或表5中的临界值比较，从而得出统计结论。825比较两个产品：符号检验某些特殊的情况用排序法进行两个产品之间的差异比较时，可使用符号检验”。如比较两个产品A和B的差异。k。是产品A排序在产品B之前的评价次数。k。表示产品B排序在产品A之前的评价次数。则是。和女。之中较小的那个数，即=min女。，。)。而未区分出A和B差异的评价不在统计的评价次数之内。原假设：H。：A一女。备择假设：H，：。女。如果k小于表6中配对符号检验的临界值，则拒绝原假设而接受备择假设。表明A和B之间存在显著性差异。表6符号检验的临界值(
25、双侧)显著性水平n 显著性水平a评价员人数j 评价员人数J口一0 01 口一005 口一001 口一005l 26 6 72 27 6 73 28 6 84 29 7 85 30 7 96 0 3】 7 97 0 32 8 98 0 0 33 8 109 0 1 34 9 1010 0 1 35 9 1111 0 1 36 9 1112 1 2 37 10 1213 1 2 38 10 1214 l 2 39 11 1215 2 3 40 11 1316 2 3 41 11 1317 2 4 42 12 1418 3 4 43 12 1419 3 4 44 13 1520 3 5 45 13
26、1521 4 5 46 13 1522 4 5 47 14 1623 4 6 48 14 162d 5 6 49 15 1725 5 7 50 15 173) 这种情况更多采用成对比较检验(见GBT 12310)。表6(续)GBT 12315-2008IS0 8587：2006显著性水平a 显著性水平a评价员人数J 评价员人数Ja一00l d一005 d一001 口=00551 15 18 7l 24 265Z 16 18 72 Z4 2753 16 18 73 25 2754 17 19 74 25 2855 17 19 75 25 2856 17 20 76 26 2857 18 20 7
27、7 26 2958 18 2l 78 27 2959 19 21 79 27 3060 19 21 80 28 3061 20 22 8l 28 3162 20 22 82 28 3163 20 23 83 29 3264 21 23 84 29 3265 21 24 85 30 3265 22 24 86 30 3367 22 25 87 31 3368 22 25 88 31 3469 23 25 89 31 3470 23 26 90 32 35注：当j：90时，临界值由公式L=(J一1)2一F口。计算，结果进行四舍五人取整。Q-005时，值为0980 O；口一O01时，k值为1287
28、9。9检验报告检验报告应包括以下内容：a)检验目的。b)样品确认所应包括的信息：1)样品数；z)是否使用参比样，c)采用的检验参数：1)评价员人数及其资格水平；2)检验环境；3)有关样品的情况说明。d)检验结果及其统计解释。c)注明根据本标准检验。f) 如果实际实验中与本标准方法有偏差应予以说明。g) 检验负责人的姓名。h)检验的日期与时间。GBT 12315-2008IS0 8587：2006附录A(规范性附录)检验条件的确定表A1 根据检验目的选择参数统计方法产品顺序未知检验目的 评价员水平 评价员人数 同已知顺序比较 (产品比较)(评价员表现评估) 两个 两个以产品 上产品个人表现 优选
29、评价员或评价员 评估 专家评价员无限制 Spearman检验表现评估 小组表现 优选评价员或无限制评估 专家评价员 符号 FriedmanPage检验描述性 优选评价员或 检验 检验检验 专家评价员1215为宜产品评估偏好性消费者每组至少60位消费检验 者类型的评价人员1214个评价员评价5个样品。B1结果的汇集见表B1。附录B(资料性附录)应用实例完全区组设计表B1评价实例GBT 12315-20081S0 8587：2006样 品评价员A B C D E1 2 4 5 3 12 4 5 3 1 23 1 4 5 3 24 1 2 5 3 45 1 5 2 3 46 2 3 4 5 17 4
30、 5 3 l 28 2 3 5 4 19 1 3 4 5 210 1 2 5 3 211 4 5 2 3 112 2 4 3 5 l13 5 3 4 2 114 3 5 2 4 1秩和 33 53 52 45 Z7B2 Friedman检验a)计算统计量Fj一14，户一5，R133，R：；53，R。一52，R445，R527，根据式(4)，Ftest一再又i女矗干可(332+53 2+522+45 2+372)一3X14X(5+”一153b)作统计结论因F。(1531)大于表4中对应j一14，p一5，a=O05的临界值939，故可认为，在显著性水平小于或等于5时，5个样品之间存在显著性差异。B
31、3多重比较和分组如果两个样品秩和之差的绝对值大于最小显著差LSD，可认为二者有显著性差异。13GBT 12315-2008IS0 8587 12006a)计算最小显著差LSDLSD一196X14X 5X(5-I)一1640(口=o05)b)比较与分组在显著性水平005下，A和B、A和c、E和B、E和c、E和D的差异是显著的，它们秩和之差的绝对值分别为：AB：l 3353 l一20 EB：l 2753 l一26AC：3352 l一19 Ec：l 2752 I=25ED：l 2745 I一18以上比较的结果表示如下：堡垒 旦堡下划线的意义表示：未经连续的下划线连接的两个样品之问有显著性差异(在5的
32、显著性水平下)；由连续的下划线连接的两个样品无显著性差异；一一一无显著性差异的A和E排在无显著性差异的D、c、B前面。因此，5个样品可分为三组，一组包括A和E，另一组包括A和D，第三组包括B、D、c。B4 Page检验根据秩和顺序，可将样品初步排序为：EADcB，Page检验可检验该推论。a)计算L值L一(127)+(233)+(345)+(452)+(553)一701b)作统计结论由表3可知，p一5，J一14，a 005时，Page检验的临界值为661。因为L661，所以当a一005时，拒绝原假设，样品之间存在显著性差异。B5结论a) 基于Friedman检验在5的显著性水平下，E和A无显著
33、性差异；D和c、B无显著性差异；A和D无显著性差异，但A和c、B有显著性差异，E和D、c、B有显著性差异。b)基于Page检验在5的显著性水平下，评价员辨别出了样品之间存在差异，并且给出的排序与预先设定的顺序一致。GBT 123 15-2008IS0 8587：2006附录C(资料性附录)应用实例平衡不完全区组设计平衡不完全区组设计中，10个评价员每人检验5个样品中的3个。c1结果的汇集见表C1。表c1评价实例样 品评价员A B C D El 1 2 32 l 2 33 2 3 14 1 2 35 2 3 16 l 3 27 1 3 28 2 3 19 3 2 110 1 3 2秩和 8 13
34、 15 16 8c2 Friedman检验a)计算统计量F。j一14，P一5，一3，n一6，g一3，r一1，RI一8，R213，R315，R416，R58，F眦一12(82+132+152+162+82)Et35(3+1)一3162(3+1)3一116b)作统计结论因F。(116)大于表4中对应p-5，a；005的临界值925，故可认为，在显著性水平小于或等于5时，5个样品之间存在显著性差异。c3利用最小显著差分组如果两个样品秩和之差的绝对值大于最小显著差LSD，可认为二者有显著性差异。a)计算最小显著差LSDLsD=196X，、1X(3+1)X(6X3-6+一3)b)比较与分组在显著性水平0
35、05下，A和C、A和D、C和E、D和E之间的差异是显著的，其秩和之差的绝对值分别为：15GBT 12315-2008ISO 85872006AC：l 815 I一7AD：l 816 l一8以上比较的结果表示如下C4 Page检验CE：l 158 l一7DE：l 1 6 8=8A E B C D根据秩和顺序，可将样品初步排序为：EADcB，Page检验可检验该推论。a)计算L值L一(18)+(28)+(316)+(4X15)+(513)一197p-5，一3，j一10时，L 7的值为：L，一12XI_9=7=-=3=X=I=O=X=3=X=4_X一624 10X3456b)作统计结论因为L233，
36、所以当ao01时，拒绝原假设，样品之间存在极显著差异。C5结论a)基于Friedman检验在5的显著性水平下，A、E的秩和显著小于c、D，而B与其他4种样品均无显著性差异。b)基于Page检验在1的显著性水平下，评价员辨别出了样品之间存在差异，并且给出的排序与预先设定的顺序一致。附录D(资料性附录)检验回答表格式样GBT 12315-2008IS0 8587：200617GBT 12315-2008IS0 8587：2006参考文献E1ISO 5495 Sensory analysis Methodology Paired comparison test2FRIEDMAN MThe use o
37、f ranks to avoid the assumptions of normality implicit in the analysis ofvariance，Journal of the American Statistical Association，32，1937：675 7013PAGE E BOrdered hypotheses for multiple treatments：a significance test for linear ranks，Journal of the American Statistical Association，58，1963：2162304XP
38、V09500 Analyse sensorielle M6thodologie-Directives 96n6rales pour la r6alisation ff6preuvesh6doniques en laboratoire d6valuation sensorielle ou en salle en conditions contrOl6es impliquantdes consommateurs5COCHRAN W G，COX G MExperimental DesignsJohn Wiley&Sons，Inc，Chapter 11，Balanced Incomplete Blocks，1950：315-3466LOTHAR SApplied Statistics，a Handbook of Techniques，Springer Series in Statistics，SpringerVerlag，198218
