【国家标准(GB)】 感官分析 方法学 排序法

[C5 67. 240
中华人民共和国国家标准
GB/T 12315—2008/1S0 8587:2006代警GB/T12315—1990
感官分析
方法学
排序法
Sensory analysis-Methodology-Ranking(ISO 8587:.2006.IDT)
2008-06-25 发布
中华人民共和国国家质量监督检验检疫总局中国国家标准化管理委员会
整码防份
2008-12-01实施
GB/T12315—2308/1SO8587.2006前育
规范性引用文件
术语和定义
方法提要
检验的一般条件
评价员
6.1条件
评价员人数
6.3检验前的统一认识
检验步骤
栏品提供
7.9参比样
7.3检验技术
7.三等表
8结果的表逆与解释
8. 1 排序结果与和计算
3.2统计分折和解释
“检验报告·
附录A（规范性录）
附录B(资料性阴录)
附录 C (资料性附录)
附录D (资料性附录)
廖考文献
检验条件的确定
应月实例
应实例-
完全区维设计
平衡不完全区组设计
检验间答表格式样
表1排序结果与获和计算
表Saearman相关系数的临界值
表3完全区组设计中Page检验的临界值表 4 Friedman 检验的临界值(0. 0% 和 0. 01 水平)表5分布临界值
表6符号检验的临界值(双侧）
GB/T 12315—2008/SO 8587:2006本标准等同采用国际标准1S08587:20n6感宜分析方法学排序法》Scnsaryaralysis-Miethodology—Ranking).
为便于使用本标谁做了下列缓辑性修改：α）“卒国际标准”一词改为“本标准”。b）月小数点”“代替作为小数点的这号“，”，删除国际标推的前言。
d）对标摊中出现的公式逝行了编号：以丧述史明确，c）将8.2.5中的法，改为附注3)，以更突出重点、表达更清晰。对谢录人中表A.1的第一刻适当进行拆分合并处理，以使检验自的重加明确，对求封附录C模据检验分析的步骤，划分出条，进行了缔号，并根据每条的内容列出了标题.以表达更清晰·便于解。
本标准代替GB/12315—1日90《感官分析方法排序法》。本标准与GB/T12315—199C杞比，重大的技术肉容变化主要有！
一对采标的国所标滑原文好理不同：旧版标准参想采利S08587：988，新版标准等尚米ISO 8587:2096;
一增加了采用Spcarmnn相关系数评判评价员个人表现和采用PaRe检验评小组表现的技术内蓉；
一一区分了不同试验设计逆行结昊表达与解释的差异，如完全区组设计和平衡下完全区组设计中计算LSD最小最著差数值的不同公式：一明确了不同够验目的所带的检验条件，如评价员水平，评价员人数以及可采第的统计方法等，本标窄的附录 A 为规范性附录,附录 B、附录 C,附录 为资料性附录。本标能由中国标准化研究院提出并归口。本标准主安起草单位：中国标准化研究院、北京工商大学、中国人民解政宝总后勤部军装备研究所，今麦郎食品有限公司，
本标准主要起草人：赵、刘文、汪厚银、宋焕禄、钱平、侯国友。本标准所代替标准的历饮版本发布情说为GB/T12315—1990
CB/T12315—2098/1SO 8587:2006感官分析方法学排序法
本标症规定了将一系列被检样品按其某种持性或整体印象的顺序进行排刻的感官分析方法本标准适用于评价样品间的差异，如拌品某一种或多种1感官特性的强度,或者评价人员对样品的整体印象。该方法可用辨别样品同是否存在差舞，但不能貌楚伴品间差异的程度本标准规定的方法适于以下情况，）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阅值；b）产品评估：
1）在摘述性分析或偏爱检验前，对样品切步筛选；2）在描述性分析和偏爱检验时，确定山于原料，加工，包装、贮藏以及被检举品稀橙顾序的不同，对产品一个或多个感宫指标强度水头的影响：3）在偏爱检验时，确定偏好预序。2规范性引用文件
下列文件中的条款通过本标罹的引用而成为本标准的条款，凡是注月期的引用义件、其随后所有的修改单（不包活误的内容）或修订版均不适用于本踪准，然而，鼓励恨据本标催达成协议的客方研究是否可使而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。GB/ 10221 感官分术语(GB/T 15221—1998,id1 ISO 5492:1992)GB/T15860感官分析方法质地剃面检验（GB/T168601997，idt1S0O11036：1994)CB/T16851感管分新通证多元分析方法鉴定和选择旧于建立感官剖面的述词(GB/T 16861—1997.1d ISO 11035:1994)ISO 3534 1统计学术语笋 1 部分：一般统计术语（Stasiseics -Varabnlary nrd 3ymbuls-Pert I:General sratisrical rerms and terms used in probability)ISO6感官分析方法总论（Sersoryaralysis—MethocalogyGenerai guidance)1SO85861感宜分析专家的选拨培训和管理导则（Sensoryana.ysis一Gereralguidance「orthe selectiun training and monioring of assessors-Part 1:Selecred assessors)iSO 8589感官分析建立感官分析实验室的一般导则(Sensary a:lalysis一Gneral gundante fuithe design of tesi rooms)
ISO B586-2感宜官分析选拔与培训感官分析优选评价员导则(Sensory analysis一General guidar.ce for the selection and trainng of selected assessors)注：与本标准规范性引用的国际文偿有一致性对应关系的理函标准如下;GB/F 335S. 1—1993 统计学术语。 第一部分 —般统计术语(1SO 3334-I ::993,VEQ) :GB/T :022c-~1988感官分折片族总论(ISO 6658:1985,NEQ);G13/T：6291-1995感亨分析专家的选段、培训利管班导如?SOS86-1：：994.VEQ：—GI3/T：3863-1992官分折至立感官分折炎验室时—股导别（ISO8589:1988.EQV），1）在评价样品多种感官特性强度的差异时,皱检的每一种滋多择性都,声进过不同的检验文非序,则链验时·同一择昂故缩上不同的缩码，以不回的次序提俱给同评价员。CB/T12315--2008/ESO 8587:70063术语和定义
CB/T10221和S0新3-1中确支的感官分析和统评学的术语和定义适前于本标准。4方法提要
评员同时接受三个三个以上的样品，排列顺底是随的，烂：虽踏对两个品也能进行库、促此时通常深用或对比较法参限GBT12310)：评价员按照规定的准则，对样品进行排序，给出每个搓品的序位，即秩：我既可法照某个闻性或特性给出·也可按整体印象给出综合秩计算秩的和（秩和），然后进统计比较（检验5 检验的一般条件
检验时，对样品、实驿室验用具的具体要求，见1S06558和IS或8589等相义标准。海备被检雄品时，叔下三个
a）鼓检样品的制备、码和摆
被检品的多量
被检样的数量
验设计米靓定轩根据样品
所方底百
严品种类质
或专家最多一庆只能评价
个风味较淡的栏品
的品，甜味的
或者高麗
量多。
c）被检样晶明。
6评价员
6. 1 条件
馆和度较苦味的饱和度
评价员应具备付准
香依检验的
如饱和教感庭效应）和所选的试评价推则进祥调整
如：优选评价员
消费老最多只能评价5命望味的、辛辣的甜味样品的数量可苦味样品的数承可的应尽可能地具者同守的添格水斯需永参加检验的所有
的高低的检验的目的采决定，
a）如要开展以面的工
J）培训评
2）逆行摧述性秀定由于原料.加工、包装.贮凝以及被格样品释顽序的不同而造成的对产品一人我多感官指标强度水平的影响；3）测试评价员个人或如组的感官调值。只进行偏爱检验或者样保的初步筛近部认左虽的产品中排迷出部分产品作进一步更精细的b2
感官分析），可选择未经培训的评价员或消费者，但要或他们接受过该方法的培训：所有参加检验的讲价员均应符合ISO6658、1S%589-+和TS08586-2的要求，并应接受关下排序法和所使用描述词的专门培训。
6.2评价员人数
评价的人数袋检验的确定，见附录。进行描述性分析时，按照可接受统计风险的水乎-以及标陷GB/T16861和GB/T16855的要求，确楚最少籍要的评价人数，宜为12位～15位优选评价员。进行依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，一般组挚少的你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阅值时，识价员人数可不限定。
GB/1 12315—2008/1SO 8587:2006对结果统计分析时，除评价员人数外，其他条件也应一致，妇评价员的水平同等，检测条件相同等。评价员数壁越多，越能反映产品间的系统差异，6.3检验前的统一认识
检验前应向评价员说明检验的一的。必要时，叫在检验前演示整个排序法的操作程亲，确保所有评价员对检验的准则有统一的埋解。检验前的统一认识不能影响评价负的下一求评价7检验步骤
7.1样品提供
婴供样品时，个能使评价员从样品慢供的方式中对群品的性质做出结论，避免评价员看到样品范备的过，按同样的方式准备样品，如采用相同的型器或容器、同等数车的样品、同一温度同样的提供方式等，应尽量消除样品问与检验不相关的差异，减少对排厅检验结果的影响，宜在栏品平带使用的温度下提供。整放样品的签器用三使数字随机端好，可一次检验中每个样品编码同（评价员之间过衣相同者好）。
提供样品时还虚考虑检验时来更的设计方案，尽量采用完全区组设计，将全部样品随以提供给评价员·参见附录B示例，但妇果样品的数量和状态惊其不能被全部翌读时：可来月平衡不完全区组设计，以特定于集将样品随机提供给评价员，参见队录C示例：无论采用何种设计，都应保证所有的评价质能完成各它的验任务，不遗漏任何样品，运：平衡大完全这组式验设让，常在这绝间存在差界时使月，见参学文款.从中项先选定区期每个评价员得到个伴品中的个（一力）。偿品子集数目由平衡不完全区组设让决定。衔个样品出个评价中的1个评价员评定（n)，而每两个样品由个评价员评定：在研究中，应重复进行整个衡不完全区组设实验，以保证实验有是够的灵敏度，重复的次数用衰小。的每个样品总计由r×1个评价员评定，每两个样品总计由「×g个评价员评价。7.2参比样
检验中可使用参比样，参比样放人系列样品守不单独标示，7.3检验技术
评价员应在相同的检验条件下，将整提供的被检举品，依捡验的待性排成一延顾序。评价员-般应避免将不同学品非在同-秩次”。若无法区别两个或两个以上的样品时，评价员可将这几个样品排为同一秩欲，并在回答表中注明。如不存在感管适应性的问题，举品比较稳定时.评价员可将择品初步排序，再进一步检验调整次检验只能按一种特性进行排序。如要求对不同特性排序，则应按不同的特性安排不同的检验。7.4回答表
为防止烊品编号影响这价负对样品排序的结果，样品编号不应出现在空自回答表。评价员应将个样品的秩次都记录在回答表中。回答表式样参见附录D，根据被检的样品利险验的目的对其作适当调。
8结果的述与解释
8.1非序结果与秩和计算
表1举例说明了由7名评价员对4个品的某一装性进行排序的结聚。如果需要对不同约特性进行排序,则一个特性对应一个回等表。的）应尽量避免将不同品排刘为同一秘次，除非让价贝实在无法区分性品间的差异，3
GR/T 12315— 2008/1S0 B587 :2006评价质
每个样品的炭和
注：每行秩和等J.3
表1排序结果与秩和计算
素中p为品的效量.
如果有相同秩次·产功孩次（如B.C、D有柜间秩次评桥）
同联次能正
如无遗漏数据，惠
群品的每
到每个样品的与列秩知
秋和装
排序结果比较-致则每刻秋和的
因此，通过比较样租，可评估样8. 2统计分析和爆输
进舞统计检验
依据检验的
8.2.1个人表现
C有相间秩次职价，评价员3对样品的和，将多
死的秋次相加，可得
对样品排序结果致年。如果评价员的排序结果不致哦，每刻决和差异不大。反之，若评价员
的差别
现随录A，
Spearman相关系数
在比较两个排导结果，如：两位排序之间的致性时,可由式()计
是否显著。
式中：
d;-一样品1两个秩款药
一多加排序的样品
样品数
员所做是的平价
arnan相关系数，并
pearm相关系数的养值
评价员排的结与样品的迎论
列出的临配值来判定相关性
显著炸果平。
祥品数
表2（续）
CB/T12315—2098/IS08587:2006显性水平
4 - 0. 21
若SPCaFTE相关系数接近十1,则两个排序结果非带一致：若接近C.两个序结果不相关：若接近-1，表明两个排序结果极不一致。此对应考虑是否存在评价员对评价措示頭解错误或者将样品与要求相反的次序进行了排序。
8.2.2小维表现判定：Page检验
样品具有自然顺序或自然顺序已确认的情况下（例如伴品成分的比例、温度、不同的贮藏时间等可测因素造成的自然顺序），该分析方法可用来判定评价小组能否对一系列已短或者预计具有集种特性排序的样品行一致的排序。
如采R、R；、，R，是以确定的非序排列的P个样品的理论上的秩和，那么若样品问没有差异，为原假设可写成：
H..R, =R, =-.=R,.
备择假设则是：H，R,≤R,≤·≤R，其中至少一个不等式是严成立的，b）为了检验该假没，计算 Page 系数L：L=R: +2 R +3 R.-+p R,
其中R，是已划样品顺序乍排序为--的样品的秩和，依次类推,R。就是排序为最后的样品的秩和。
得出统计结论：
表3给出了在完全区组没计中L的临界值，其临界值与样品数、评价员人数以及选择的统计学水平有关(。--).05或者a=0.01).当评价员的结果与图论值一致时，L有最大值5
GB/T 12315--2008/1SO 8587:2006表3
评价员
人数了
完全区组设计中 Page检验的临界值样品（或产品)数户
1 :53-此内容来自标准下载网
1 528:
75*12 532
1 982:45 862-
位标”“的值是通过正态分存近似卡算得组的临界低，比较L与表3中的临界值：
如案L产品间没有显著性差异。
显著性水平 a=5. C1
11 784
2 240:
2 35c:
如果将则产品的我和间存在显著能美异，拒绝原假设丽接受备择假设(可以得出结论，评价员做出了与预知的次序相致的排序），如果评价员的人数或样品效未在装3中列出,按式(2)计算上统计量：121 -3ip(p+1)3
(p+1) V(p=1)
式中：
评价员大数；
-参加排序的样品数。
统汗量近似服从标难正态分布。业12.61(a=0.C5)或L22.33(-0.01)时，护绝原假设面接受备择假设（见表3）：若试验设计为7衡不完全区组设计，则按式（3)计算1.统计量：12L -3i-k(- )(p- 1)
Vi +k(t=1)(t+1)p(p:1-1)
式中：
评价员人数：
每个评价员排序的样品数：
加排序的总样品数。
L统计量近似股从标准正态分布N(0,1)。EEE
同样，当L2.存4(±0.05)或L22.326(a—0.C1)时，拒绝原假设而接受备择假设（见表3)，6
GB/T12315—2008/S0858/:2006
圆为原假设所有理论秩和帮相等，所以即便统计的结果显示差呆性尽馨，也并不表明样品间所有的差异都能区分。只能说明至少有一对样品的差异可以在预排序中被区分。8.2. 3产品理论顺序未知下的产品比较Fr:edmar检验能最大限度地显示评价员对详品问差异的识别能力。8.2.3.1至少有两个产品存在显著性差异该捡验应用于个评价员对相同的个样品进行评价。R，R2、良，分别是个评价员给出的1个～力个样品的秋和。a）原假设可写成
T。:R==R。即认为样品间无显著差异，备授假设则是：尺：一…一尺，中至少有“个等式不成立。b）为了检验该假设,计算 F值：完全区组设计中按式(1)计算 Fm值。F =
(R - +R-) - 3)(p+1)
式中：
R，第：个产品的获和。
平衡不完全区组设计按（5)计算F值。(RI++R)-3r·n(/)
式中：
每个评价员排序的样品数；
R.产品的秩和；
重复次数：
n每个样品被评价的次数；
-—每两个样品被评价的次数。
c）得出统计结论：
.......
.......64
....(5)
如果HiF,根据表中评价员人数,样品(产品)数和显著性水乎(一0. 05 或 α一0. C1),就拒绝很设，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 4Friedman检验的临界值(0. 05和 0. 01 水平)评价员
人恐，
品著性水平2—0. 05
样品（我产品）数
显著性水平α=0. 21
GB/T 12315—2008/1S0 8587:2006评价员
足需性水卡a=0.25
装4（级）
样品(成产品)数P
性水n
注1：F可能是不连续低,比产许续性是臣于于、,使改小而造放.故在a=1.05和α-0. 01的录况下.不能摄至！临界慎。
注2：使用文分布的一个近似得到用斜体表示的值即临界值,如果伴品(产品)数或老评价员人数末列在表中,可将 F看作自由度为力一1的 分布,估算出临界停、x分布的临界值参照表5，P为样品（产品)数表5x分布临界值
样品(或产品)数中
x自由度()
显著性水乎。
详品(或系品)数品
表5（续）
由度（
8.2.3.2检验瞬些产品与真他产品存在显著性差异GB/T 12315—2008/[SO 8587:2006显性水
含--0.55
如果[riedman检验的结论是产品之问存在显著性差异时,删可通选在选定的风险下，计算最小显客差(LSD)来确定哪些产品与其地产品存书显者性差异(α—0. 05,或α-0.01)在考虑风险。水一(显蒂性水平，即实蒸不存在差异,而检验结果存在差异的班率)时,应遂月以下两种方法之-
当风险水平是应用于某特定产品对时，实际风险即是。例如当2一0.05，在计算1.5D时的值为1.96（对应于双尾正概率为）.此时的风险称为比较风险或个别风险。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α=2a/(b1)。例如,b）
当p=8,a一0.05时,α一0.c018:=2.91(对应于双尾正概率为)。此旺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些产品与其他产品存在显著性差异。在完全区组试验设让中,LSD值由式(6)得出：LSD
在平衡不完全区组试验设计中,LSD值自式(7)得出：LSD
ir(k+l)(n.k-n-g)
计算两两样品的秋和之差，并与「.SD值比较。若获和之差等一或言大于LSD值，则这两个样品之间存在显著性差异，即排序检验时，已区分出这两个样品之间的差异。反之，若秋和之差小于LSD值，则这两个样品之间不存在显著性差异.即排序捡验时，未区分出这两个样品之间的差异，8. 2. 4同我情况
若两个或多个样品同获次，则完全区组设计中的F值应换为F，山式（8)得出：F
F-I-E-P(P-
其中E值式(9)得出：
令、、为每个司秩组里秩次相同的样品数，则：E-( -n)+(m)-+(i-)
例如,表1中有树个组出现了同饲况：第2行中B、C样品同秋次（评价结果来源于二号评价员），则元，一2；-(8
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