感官分析 方法學(xué) 量值估計法 征求意見稿

1GB/T19547—2004/ISO11056:2021感官分析方法學(xué)量值估計法本文件描述了使用量值估計進行感官特性評價的方法，包括評價員的培訓(xùn)、評估值的獲得和數(shù)據(jù)的統(tǒng)計解釋。2規(guī)范性引用文件下列文件中的內(nèi)容通過文中的規(guī)范性引用而構(gòu)成本文件必不可少的條款。其中，注日期的引用文件，僅該日期對應(yīng)的版本適用于本文件；不注日期的引用文件，其最新版本（包括所有的修改單）適用于本文件。ISO3534-1統(tǒng)計學(xué)術(shù)語第一部分：一般統(tǒng)計術(shù)語（Statistics—Vocabularyandsymbols—Part1:Generalstatisticaltermsandtermsusedinprobability）注：GB/T3358.1—2009ISO3534-3統(tǒng)計學(xué)術(shù)語第三部分：試驗統(tǒng)計術(shù)語（Statistics—Vocabularyandsymbols—Part3:Designofexperiments）ISO6658感官分析方法總論（Sensoryanalysis—Methodology—Generalguidance）ISO5492感官分析術(shù)語（Sensoryanalysis—Vocabulary）ISO8589感官分析建立感官分析實驗室的一般導(dǎo)則（Sensoryanalysis—Generalguidanceforthedesignoftestrooms）ISO8586感官分析感官評價員的選拔和培訓(xùn)（Sensoryanalysis—Selectionandtrainingofsensoryassessors）ISO4121感官分析定量響應(yīng)標(biāo)度使用導(dǎo)則（Sensoryanalysis—Guidelinesfortheuseofquantitativeresponsescales）3術(shù)語和定義ISO3534-1、ISO3534-3、ISO5492界定的以及下列術(shù)語和定義適用于本文件。ISO和IEC維護的用于標(biāo)準(zhǔn)化的術(shù)語數(shù)據(jù)庫網(wǎng)址如下：——IEC電子百科：/；2GB/T19547—2004/ISO11056:2021——ISO在線瀏覽平臺：/obp。3.1量值估計magnitudeestimation對產(chǎn)品的某一特性強度或喜好程度進行賦值的過程，不同賦值之間的比例與被試對相應(yīng)特性的感知強度間的比例一致。3.2外部參比樣externalreference提供給評價員的樣品系列中的第一個樣品作為參比樣，隨后待測的所有樣品都依據(jù)該樣品進行評價。3.3內(nèi)部參比樣internalreference提供給評價員的待測樣品系列中的第一個測試樣，隨后的所有樣品都依據(jù)該樣品進行評價。3.4模數(shù)modulus由檢驗負責(zé)人給定（固定模數(shù)）或通過評價員選擇（非固定模數(shù)）的外部參比樣（3.2）的數(shù)值。3.5重新標(biāo)度rescaling將每個評價員給出的原始數(shù)據(jù)乘以一個因子的過程，該因子將所有評價員的數(shù)據(jù)納入到一個相同標(biāo)度的范圍。3.6斯蒂文斯心理物理冪函數(shù)Steven’sequationpsychophysicalpowerfunction其關(guān)系如下所示：R=KSn式中：R——評價員的響應(yīng)（如感知的強度K——調(diào)整S和R所使用單位的常量；S——刺激量（物理量或化學(xué)物質(zhì)的濃度）；n——冪函數(shù)指數(shù)，為LogR與LogS回歸曲線的斜率。注：實際應(yīng)用中，斯蒂文心理物理冪函數(shù)一般轉(zhuǎn)化成自然對數(shù)表示；InR=InK+nlnS。4原則將樣品連續(xù)提供給評價員，評價員采用比例原則對每個樣品的某一特性強度進行賦值記錄。參照同一樣品系列中的第一個樣品（參比樣）賦值進行評分。對于參比樣，既可由每個評價員自由賦值，也可由檢驗負責(zé)人指定賦值，后一種情況稱為“固定模數(shù)”。5基本檢驗條件對于基本檢驗要求如設(shè)施和樣品的準(zhǔn)備、呈送和編碼等應(yīng)參照感官分析通用方法學(xué)的相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)，如ISO6658和ISO8589，或參考標(biāo)度和分類相關(guān)方法標(biāo)準(zhǔn)，如ISO4121。3GB/T19547—2004/ISO11056:20216評價員的選拔和培訓(xùn)6.1選拔和培訓(xùn)的基本條件選拔和培訓(xùn)基本條件應(yīng)符合ISO8586。和其他的分析方法一樣，評價小組組長負責(zé)判斷評價員所需技能的熟練程度。在制定培訓(xùn)計劃時，應(yīng)考慮檢驗的目的、評價員的可用性以及召集和培訓(xùn)新評價員的所需經(jīng)費。通常經(jīng)過3到4次檢驗培訓(xùn)后評價員就可以使用量值估計法進行評價。6.2量值估計法的專項內(nèi)容培訓(xùn)6.2.1已證實幾何圖形面積的評估特別適合引導(dǎo)評價員掌握量值估計法的基本概念。下列18個圖形（表1）,包括6個圓形、6個等邊三角形和6個正方形，尺寸范圍約為2cm2~200cm2，目前已被成功用于評價員的培訓(xùn)。對于消費者評價小組，可使用簡化版培訓(xùn)內(nèi)容，如培訓(xùn)內(nèi)容可僅限于面積估計。表1培訓(xùn)圖形的邊長和面積aaa這里2個邊長為11.1cm的6.2.2將圖形提供給評價員前，告訴評價員該方法的基本原則。這些原則應(yīng)包括但不局限于下列3點：——評分應(yīng)按比例進行：如果某特性強度是另一個的2倍，評分值也應(yīng)是另一個評分值的2倍；——使用的標(biāo)度沒有上限；——只有某一特性感覺不到時才能賦值0分。告訴評價員，培訓(xùn)時的評分值通常使用整數(shù)（如5、10、20、25等）。但是使用這種方法時，所有的數(shù)字都是被允許使用的。評價員也容易受到培訓(xùn)中提及的比例影響，因此建議他們使用不同的比例，例如3/1、1/3、7/5、5/6等比例，而不必僅限于使用2/1或1/2。6.2.3對圖形編號，并將這些圖形分別放置在一張白色A4（21cm×29.7cm）紙的中央。指導(dǎo)每個評價員對圖形進行量值估計，從邊長8.5cm的正方形（外部參比樣）開始，分別給出這一系列正方形圖形的響應(yīng)值并進行記錄。根據(jù)測試階段采用的程序，對評估員進行有固定模數(shù)或無固定模數(shù)的培訓(xùn)。如果采用固定模數(shù)，評價員根據(jù)一個邊長為8.5cm的正方形對邊長介于30cm~100cm之間的正方形進行賦值。用非固定模數(shù)進行培訓(xùn)時，讓評價員對第一個圖形進行自由賦值，但建議評價員不要選擇太小的數(shù)值。每次評分前，樣品的呈送遵循隨機順序，以保證這些圖形的形狀和邊長不會形成特定的模式。4GB/T19547—2004/ISO11056:20216.2.4在完成一組圖形的評估后，讓評價員將各自評分結(jié)果與評價小組的平均值進行比較。如果實際操作中無法實現(xiàn)，則將評分結(jié)果與前一個評價小組的評分結(jié)果進行比較。這樣做的目的是提供正面反饋，保證每一位評價員能夠明確培訓(xùn)的目的。宜注意不要造成一種有“正確”答案的印象。除非評分結(jié)果相差很大，否則宜將與評價小組結(jié)果的偏離解釋為順序效應(yīng)，即評價員的響應(yīng)值會受到評價樣品順序的影響。宜向評價員保證，盡管存在個體順序影響，但評價小組的結(jié)果是準(zhǔn)確的。如果部分評價員的評分結(jié)果相差很大，應(yīng)重新向這些評價員解釋量值估計法的原則。6.2.5當(dāng)評價員成功完成面積估計的培訓(xùn)后，宜根據(jù)在實際檢驗中待評價產(chǎn)品和物質(zhì)類型開展進一步的培訓(xùn)。這可增加評價員在應(yīng)用量值估計法區(qū)別待測物質(zhì)特性方面的經(jīng)驗。評價小組組長可能需要設(shè)計一些練習(xí)，使評價員能正確識別待測特性。這部分培訓(xùn)可參見ISO8586。7評價員的數(shù)量7.1一般原則與其他標(biāo)度分析方法一樣，評價員的數(shù)量主要依據(jù)下列方面：——多個待測產(chǎn)品特性之間的相似程度；——評價員接受的培訓(xùn)；——這個評價結(jié)果所得結(jié)論的重要性（見ISO8586——根據(jù)統(tǒng)計學(xué)的效度能夠確定的目標(biāo)。如果沒有明確的目標(biāo)時，參見本文件的7.2和7.3。7.2分析和研究小組評價小組成員的數(shù)量應(yīng)滿足表2中的要求。統(tǒng)計學(xué)的效度應(yīng)根據(jù)個體評分之間的方差以及需要檢測結(jié)果的差異程度來決定。表2評價小組的組成57.3消費者評價小組消費者評價小組和市場調(diào)査研究也可使用量值估計法。消費者選擇的數(shù)量應(yīng)根據(jù)這些測試類型所需的消費者抽樣要求來確定。就所需評價員到的數(shù)量而言，量值估計法并沒有任何優(yōu)勢。消費者小組數(shù)量應(yīng)與典型消費者類型檢驗所需的消費者數(shù)量相同，即至少60人，通常是更多。8程序8.1樣品的呈送5GB/T19547—2004/ISO11056:2021所有樣品應(yīng)采用同一種方式提供（如相同的盛裝容器和產(chǎn)品量等）。盛裝樣品的容器應(yīng)采用隨機三位數(shù)字進行編碼。8.2外部參比樣對于待測特性，參比樣的特性強度盡量與所有待測產(chǎn)品特性強度的幾何均值接近。可以在評價員未知的前提下在一組待測樣品中加入一個或多個隨機編碼的參比樣。這可以評估同一輪次中評價員的重復(fù)性。8.3樣品的呈送順序應(yīng)將樣品一次全部或依次提供給評價員。評價員應(yīng)遵守指定的順序進行評價。和所有感官分析一樣，每個評價員的評價順序不同，理想的樣品呈送順序是均衡送樣。評價小組組長可參照參考文獻中的拉丁方表的平衡順序設(shè)計和實施效果[3]。如果無法采用拉丁方設(shè)計，使用隨機順序。8.4量值估計8.4.1一般要求按8.4.2~8.4.4所描述方法中的一種進行檢驗。參比樣的調(diào)查問卷模式見附錄A。8.4.2無固定模數(shù)的外部參比樣每個評價員評估外部參比樣并進行賦值。建議評價員選值不要太小。接著，評價員將其他已編碼的樣品與參比樣依次比較，參照該評價員前面給參比樣的評分值對樣品進行賦值。8.4.3有固定模數(shù)的外部參比樣評價小組組長要向評價員指出該外部參比樣的值，如30、50、100或任何一個評價小組組長認為合適的值。評價小組組長指導(dǎo)評價員參照對外部參比樣的評分值（固定模數(shù)）對其他樣品進行賦值。8.4.4無外部參比樣無外部參比樣時，也可使用量值估計法進行評價。由于感官系統(tǒng)（如記憶）的限制，評價員很一致地參考第一個樣品進行評分會很困難。無外部參比樣時有2種解決方案：a）評價員對后面的每個樣品進行評分前，無需再重新評價第一個樣品。鼓勵評價員記住參比樣的特性強度，必要時再重新評價參比樣的強度。因此，可通過下列2種方式：——檢驗前：設(shè)計一個樣品呈送順序，使每個評價員的第一個樣品都不同；最理想的設(shè)計宜為每個6GB/T19547—2004/ISO11056:2021樣品都有相同數(shù)量的評價員將其作為參比樣；這樣樣品間平均差異的方差才能相等?！治鰯?shù)據(jù)時：使用一個高權(quán)重的（理論上是無窮大）任意常數(shù)評估每個評價員對第一個樣品的評分，以便正確估計差異的方差。b）評價員與緊鄰的前一個樣品比較，對每個樣品進行評價。注：這樣產(chǎn)生的問題是，毎一個評價員產(chǎn)生的評分誤差自相關(guān)，因此，可通過下列2種方式：：——檢驗前：設(shè)計一個樣品呈送順序，這個順序使樣品的所有可能的排列方式都能提供給相等數(shù)量的評價員；如果無法實現(xiàn)，盡量使設(shè)計的樣品呈送順序接近理想模式；使樣品間平均差異的方差相等，或盡量接近?！獢?shù)據(jù)分析時：應(yīng)用自相關(guān)誤差模型，但這種方法稍微更復(fù)雜。必須說明的是，即使按照a通過系統(tǒng)與參比樣比較方式進行樣品評價）進行分析，仍要保留與前面樣品評價相關(guān)的自相關(guān)誤差項，即使它可能很?。ㄓ?.4.2和8.4.3中所描述的參比樣進行的檢驗結(jié)果也說明上述結(jié)論是對的）。因此，前面給出的樣品提供的順序要均衡的建議，在所有情況下都適用。9數(shù)據(jù)分析9.1數(shù)據(jù)分析方法的選擇分析方法取決于（見附錄B）；——試驗設(shè)計：完全設(shè)計或不完全設(shè)計，——是否存在重復(fù)，——歸因于評價員因子（固定因子或隨機因子）的狀態(tài)，樣品因子通常設(shè)為是固定因子。9.2原始數(shù)據(jù)的提供結(jié)果可用雙因素表格形式表示，行是經(jīng)對數(shù)轉(zhuǎn)換的評價員響應(yīng)值，列是不同樣品。當(dāng)所有評價員對每個樣品都做了相同次數(shù)的評分時，得到一個完全平衡設(shè)計方案，這個具有評價員效應(yīng)的模型是正交模型，如果某些樣品沒有被所有的評價員評估相同的次數(shù)，就是一個不完全設(shè)計，這個具有評價員效應(yīng)的模型是非正交模型。由于不能對0取對數(shù)，所以響應(yīng)值為0時會有問題。有多種方法處理樣品的0值。宜用很小的數(shù)值代替0值，這個值的選擇宜考慮每個評價員所使用的標(biāo)度（如該評價員給出的最小評分值的一半）。9.3產(chǎn)品差異的確定方差分析可以清楚解釋所有的區(qū)組因素（包括不平衡設(shè)計或非正交因素而且用經(jīng)對數(shù)轉(zhuǎn)換的數(shù)據(jù)進行方差分析是最準(zhǔn)確的方法。實際上，并不總能保證所進行檢驗中所有的關(guān)鍵因素都是平衡和正交的完全設(shè)計。例如，當(dāng)一個試驗分幾次進行時，可能無法每次試驗時都是完全相同的評價員組成。推薦咨詢統(tǒng)計學(xué)專家以建立一個最佳的試驗設(shè)計。當(dāng)通過方差分析發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品間存在顯著差異時，采用均值多重比較方法中的一種進一步分析。一個采用完全設(shè)計（沒有經(jīng)過重新標(biāo)度的數(shù)據(jù)）的產(chǎn)品特性差異比較的示例見B.l。9.4回歸分析7GB/T19547—2004/ISO11056:2021在已知變量值（如S濃度和物理量等）與響應(yīng)值R的情況下，如果遵循斯蒂文斯定律，可以根據(jù)公式（1）對與這些物理變量和化學(xué)變量相關(guān)的感官響應(yīng)進行線性回歸分析并估計模型參數(shù)：lnR=lnk+nlnS（1）在這個分析中，最重要的參數(shù)是與斯蒂文斯心理物理冪函數(shù)中n值相對應(yīng)的回歸曲線的斜率。也可以分析不同評價員間回歸曲線的斜率是否相等。9.5重新標(biāo)度方法9.5.1全面重新標(biāo)度原因如下所述。因為每個評價員都評價的是同一組樣品，每個評價員對這一組樣品響應(yīng)的總量值宜相等。因此，對于同一組樣品，每個評價員所使用的標(biāo)度具有相同的總量值。程序如下：在被所有的評價員都評價過的所有樣品中：——計算每個評價員的評分值取對數(shù)后的平均值；——計算所有評價員的平均值。對于每一位評價員：——計算出的每個評價員的校正值，該校正值加上評價員自身的均值后將與評價小組的均值相等；——每個評價員對所有樣品的評分值加上自身的校正值。全面重新標(biāo)度的示例見附錄B.2。9.5.2經(jīng)參比樣重新標(biāo)度如果一個或多個參比樣（經(jīng)隨機編號）被插入到樣品系列中，首先計算每個評價員對參比樣（第一個樣品或可能存在的隱藏參比樣）估計值的平均值。然后計算校正值，使參比樣均值成為一個定值。將每個評價員的評分值乘以這個由參比樣計算得來的校正值，對待測樣品獲得的數(shù)據(jù)進行校正。值得說明的是，全面重新標(biāo)度法的方差綜合分析得到的均方誤差要小于經(jīng)參比樣的重新標(biāo)度法。如8.2中所示，參比樣的強度宜與該評價小組所有樣品強度的幾何均值接近。當(dāng)已知參比樣的強度與評價小組幾何均值相等時，這時的誤差較小[6]。參比樣的評分值與實際幾何均值越接近越好。9.5.3外部重新標(biāo)度不同形式的外部重新標(biāo)度方法已在參考文獻中給出。樣品評價完后，評價員會得到一個包括4~11級測量范圍的語義標(biāo)度來描述響應(yīng)，相關(guān)表述示例如下：——稍強，等。評價小組組長要求評價員對這些用詞匯描述的響應(yīng)進行量值估計，這個評分與評價樣品時使用的比例一致。每個評價員的評價結(jié)果都用一個校正值進行重新標(biāo)度，該校正值是使用全面重新標(biāo)度法計算評價員對語義響應(yīng)標(biāo)度的估計值得到的。外部重新標(biāo)度的示例見附錄B.4。GB/T19547—2004/ISO11056:202110檢驗報告檢驗報告應(yīng)包括以下內(nèi)容：——研究目的；——檢驗結(jié)果；——樣品數(shù)量和樣品描述；——所采用參比樣（如果有的話）和這個樣品特性（如果用的話——檢驗重復(fù)次數(shù)；——評價員數(shù)量和資質(zhì)水平；——檢驗一般條件，例如環(huán)境、日期和時間；——其他任何有助于評價檢驗可靠性的信息；——本文件的標(biāo)準(zhǔn)號，以及對這種方法所做修改的說明；——檢驗負責(zé)人姓名：——檢驗的時間。GB/T19547—2004/ISO11056:2021（資料性）問卷模式A.1無固定模數(shù)參比樣的問卷模式姓名：日期：1）提供一個編號為“R”的橙汁參比樣給你你品嘗該參比樣并根據(jù)酸的強度給出一個數(shù)值：響應(yīng)值：記住該樣品酸的強度。2）提供6個橙汁飲料給你請根據(jù)下列順序依次評價6個樣品。參照參比樣“R”的賦值，等比例對每個樣品酸的強度進行賦值。每個樣品品嘗之前，必須重新品嘗參比樣。樣品樣品樣品樣品樣品樣品561274935803417A.2有固定模數(shù)參比樣的問卷模式姓名：日期：1）提供一個編號為“R”的橙汁參比樣給你該參比樣的酸度賦值是50。品嘗樣品并記住它的酸度。2）提供6個橙汁飲料給你請根據(jù)下列順序依次評價6個樣品。參照參比樣“R”的值（50），等比例對每個樣品酸的強度進行賦值。每個樣品品嘗之前，必須重新品嘗參比樣。樣品561樣品274樣品935樣品樣品樣品803417GB/T19547—2004/ISO11056:2021GB/T19547—2004/ISO11056:2021（資料性）數(shù)據(jù)分析示例B.1無重復(fù)，無重新標(biāo)度數(shù)據(jù)的數(shù)據(jù)分析——所有評價員一次評估完該系列所有產(chǎn)品表B.1為7個有經(jīng)驗的評價員對6種咖啡因含量不同的飲料中苦味強度的評價結(jié)果。對于評價員1、2和3，樣本274是外部參比樣，強度賦值是20。對于評價員5、6和7，樣本803是外部參比樣，強度賦值是40。最后，對于評價員4，樣本935是參比樣，強度賦值是32。對于每個評價員，外部參比樣是待測樣品系列中的第一個樣品，其余5個樣品以隨機順序呈現(xiàn)，評價員之間都不同。評價員并未對外部參比樣（表B.1中外部參比樣的賦值是由小組組長給出）賦值，但他們對參比樣都至少品嘗了5次（5種待測產(chǎn)品品嘗之前，每次都會先品嘗參比樣1次），并將其與小組組長給出的參比樣賦值進行對應(yīng)。括號內(nèi)為估計值的自然對數(shù)值，保留3位小數(shù)。表B.16個樣品的數(shù)據(jù)912345674.995此文件存在U盤F中ME（2019）文件夾下，名字為：附表B1。通過以下三個命令將其導(dǎo)入R：該文件中表b1有7列（評價員、樣品、評分、評分的自然對數(shù)值、重新標(biāo)度評分的自然對數(shù)值、濃度的自然對數(shù)值）和42行（6個樣品×7個評價員）。命令是：從而得到表B.1中“自然對數(shù)值的均值”，具體如下：2.2252.9853.5703.691GB/T19547—2004/ISO11056:2021B.1.2顯著性差異分析使用R命令對表B.1的自然對數(shù)值進行雙因素方差分析：分析結(jié)果如表B.2所示，樣品因子的效應(yīng)非常顯著。結(jié)果是很合理的，因為樣品間咖啡因濃度存在很大差異（如9mg/100mL、18mg/100mL和36mg/100mL等）。表B.2表B.1數(shù)據(jù)的雙因素方差分析結(jié)果F值P>F65<2×10-16一 多重比較測試：圖基（Tukey’s）檢驗是檢驗兩兩樣品間是否有顯著差異的一種多重比較方法。在這個檢驗中，最小顯著性差異按下式計算：式中：s2—表B.2中殘差項的均方；ni—計算第一樣品組均值時的觀測值數(shù)量；nj—計算第二樣品組均值時的觀測值數(shù)量；C—因子，根據(jù)殘差的自由度、總樣品量和所選的α-風(fēng)險計算的函數(shù)，如表B.6給出了該值。學(xué)生化極差的臨界值參見參考文獻［1］。本示例中（6個樣品，殘差的自由度為30），當(dāng)選擇α-風(fēng)險=0.05時，C=4.30，最小顯著性差異計算如下：4.30×=0.154（B.2）任何顯著性分析方法下均沒有顯著性差異的樣品對只有803和935這一組。自然對數(shù)的均值僅相差0.121。這個結(jié)論是合理的，樣品803和935的咖啡因濃度很接近，濃度對數(shù)值僅相差0.046，而其他相鄰樣品對之間的咖啡因濃度對數(shù)差分別為0.255（樣品對417和803）、0.301（樣品對274和561、935和274以及127和417）。上面的計算可通過使用R的TukeyHSD命令獲得：這個命令得到：padjGB/T19547—2004/ISO11056:2021對于每一個樣品對，該命令可以得出：a）兩個樣品之間的差異值；b）置信水平為95%的置信下限（lwr）和置信上限（upr）；c）p值（“adj”這個詞是沒用的）。在顯著性水平α=0.05時，樣品組4T-3T（803和935）之間不存在顯著性差異。由于采用平衡試驗設(shè)計，因此樣品因子的p值相同的（與表B.2中的數(shù)值相同）。但"評價員"因子的p值（0.006）不同，這一數(shù)值高于表B.2中的數(shù)值（0.002）。當(dāng)“評價員”因子設(shè)為隨機因子而非固定因子時，“評價員”效應(yīng)通常偏低（因此p值較高）。結(jié)果如表B.3所示。重新標(biāo)度后結(jié)果是7個評價員的總和均相同，等于3.631，并且“評價員”的平方和為0。表B.3表B.1的雙因素方差分析在重新標(biāo)度后的結(jié)果F值Pr（>F）6015<2×10-16--B.2無重復(fù)，有內(nèi)部重新標(biāo)度數(shù)據(jù)的數(shù)據(jù)分析——所有評價員一次評估完該系列所有產(chǎn)品表B.4是一個研究項目的結(jié)果，該項研究中感官小組成員給一系列蔗糖溶液的感知甜度進行賦值。使用2%蔗糖溶液作為參比樣，所有評價員給該參比樣的賦值為10分。參比樣的評分值不參與數(shù)據(jù)分析中。2%蔗糖參比樣同時也作為隱藏樣品進行評分。表B.46個蔗糖樣品的數(shù)據(jù)集GB/T19547—2004/ISO11056:202151112114122285548表B.4經(jīng)過自然對數(shù)轉(zhuǎn)化后得到表B.5。表B.5表B.4數(shù)據(jù)經(jīng)過自然對數(shù)轉(zhuǎn)化后的數(shù)據(jù)000004（1.386）表B.5的總均值等于2.393。對于每個評價員，校正因子用于重新標(biāo)度評分值。校正因子等于小組總均值與評價員均值的差值。例如，對于評價員L.M.，校正因子等于2.393-2.571=-0.178。因此，校正后0.5%蔗糖濃度的評分值為1.609-0.178=1.431，1%蔗糖濃度的評分值為0-0.178=-0.178，2%蔗糖濃度的評分值為2.303-0.178=2.125。計算結(jié)果見表B.6。表B.6表B.4數(shù)據(jù)進行全面重新標(biāo)度后的數(shù)據(jù)此文件存在U盤F中ME（2019）文件夾下，名稱為：附表B2。通過以下三個命令將其導(dǎo)入R：GB/T19547—2004/ISO11056:2021文件中表b6有7列（評價員、Concsu、濃度、濃度的自然對數(shù)值、評分、評分的自然對數(shù)值和重新標(biāo)度評分的自然對數(shù)值）和36行（6名評價員×6個濃度）。命令：得出表B.6中的平均值如下：評價員具有相同的自然對數(shù)值的均值2.393，由命令得到的：使用R命令對表B.6的數(shù)據(jù)采用雙因素方差分析：結(jié)果見表B.7。評價員因子的平方和等于0，因為數(shù)據(jù)已全面重新標(biāo)度。表B.7表B.6的雙因素方差分析結(jié)果F值Pr>F500 15——濃度因子非常顯著。R命令如下：R命令顯示，具有相鄰濃度的樣品對2c-1c和3c-2c存在顯著差異（p<0.05但是對于樣品對4c-3c、5c-4c和6-5c之間不存在顯著性差異（p值分別為0.07、0.31和0.22）。這個命令得到：padjGB/T19547—2004/ISO11056:2021B.3子組樣品進行內(nèi)部重新標(biāo)度情況下的數(shù)據(jù)分析假定表B.1示例中，所有評價員并沒有對系列樣品中的所有樣品進行評價。評價員2、3、4、5、6和7都只評價了6個樣品，試驗采用非平衡設(shè)計。實際上，表B.4與表B.1相同，只是沒有刪去了評價員2、4和6對樣品274的評分值以及評價員3、5和7對樣品417的評分值。在所有評價員對樣品561、935、803和127進行評價后，就能對該子組樣品進行重新標(biāo)度，步驟如a)首先，計算每個評價員對子組中4個樣品估計數(shù)自然對數(shù)值的均值（例如2.303+3.555+3.689）/4=3.622，見表B.8），b)其次，計算整個評價小組估計數(shù)自然對數(shù)值的均值（等于3.620）c)再次，將整個評價小組的均值減去每個評價員的均值，計算每個評價員的校正值（如評價員1的校正值：3.620-3.622=-0.002）d)最后，用這個值修正每個評價員的評分，得到表B.9。表B.8評價員評分值的自然對數(shù)值和校正值計算12 3 4—5—6—7————————表B.9重新標(biāo)度估計值的自然對數(shù)值12—3—4—5 6 7 此文件存在U盤F中ME（2019）文件夾下，名稱為：附表B3。通過以下三個命令將其導(dǎo)入R：GB/T19547—2004/ISO11056:2021文件中表b9有5列（評價員、樣品、樣品方法、評分的自然對數(shù)值、重新標(biāo)度評分的自然對數(shù)值）和36行（評價員1有6行，評價員2、3、4、5、6和7各5行共計30行）。R命令：得出表B.9中“自然對數(shù)的算數(shù)平均值”的以下值：使用R命令對表B.9的數(shù)據(jù)采用方差分析：結(jié)果見表B.10。表B.10表B.9的方差分析結(jié)果F值Pr>F5<2×10-166——“樣品”因子具有很高的顯著性。由于僅對4個樣品進行重新標(biāo)度，因此評價員因子的平方和不等于0。R命令給出每個評價員的均值：獲得多重比較測試：對最小顯著性差異的計算，必須考慮到不同樣品的均值并非通過相同數(shù)量的觀測值計算獲得（4個評價員評價了274、417和121，7個評價員評價了567、935和803）?？刹捎脠D基檢驗進行計算[2]。該示例中（6個樣品和24個殘差自由度），當(dāng)α-風(fēng)險為0.05時，C等于4.37。因此，樣品組（274、417）是匯有4個處理的一個組合，其最小顯著性差異等于：樣品組（561、274）的最小顯著差異等于：最后，對于樣品組（561、935）的最小顯著性差異等于：GB/T19547—2004/ISO11056:2021最終，只有樣品對803和935之間沒有顯著性差異。這一結(jié)論與B.1相同。上述計算可通過使用R命令直接得到：該命令得到：padj）：得到樣品因子的F值（768.74）和p值（2.2×10-16）。對于評價員因子，p值等于1：評價員之間的差值為零。B.4外部重新標(biāo)度情況下的數(shù)據(jù)分析在完成主要試驗后，評價員對語義類項標(biāo)度進行賦值。具體而言，建立一個5點標(biāo)度（從“極苦”到“輕微苦”評價小組組長要求每個評價員采用待測樣品評價時所使用的標(biāo)度對這些語義描述進行賦值。這個訓(xùn)練的假設(shè)性結(jié)果如表B.11所示。小組組長要求評估員按照評估測試樣本時所使用的標(biāo)度，為這些表達式分配量級。與評估測試樣本時使用的標(biāo)度一致。表B.11語義標(biāo)度評分的假設(shè)性結(jié)果苦1525354555GB/T19547—2004/ISO11056:202163075a計算同B.2中保持一致對表B.12中數(shù)據(jù)進行重新標(biāo)度處理，結(jié)果如表B.13，具體步驟如下：——首先，用全面重新標(biāo)度法計算出校正值；——其次，將每個評價員的評分值加上該評價員的校正值，校正表B.8中的數(shù)據(jù)。需注意，表B.12中，只有評價員1評價了該系列中的所有6個產(chǎn)品，其他評價員只評價了5個樣品（如評價員2沒有評價樣品274）。因此，試驗是不平衡設(shè)計。還要注意，表B.11中的空格與表B.8中的空格不相同。如樣品561，表B.8中有一個空格（評價員2的單元格），但表B.11中沒有空格。表B.12評價員評分的自然對數(shù)值14.9422—3—4 4.9055 4.9776—7—表B.13表B.12重新標(biāo)度估計值的自然對數(shù)值12—3—4 5—6—7—此文件在U盤FM中E（2019）文件夾下，名稱為：附表B4。通過以下三個命令將其導(dǎo)入R：文件中表b13有4列（評價員、樣品、評分、評分的自然對數(shù)值）和36行（評價員1有6行和評得出表B.13中“全組均值”：20GB/T19547—2004/ISO11056:2021使用R命令對數(shù)據(jù)采用方差分析：結(jié)果見表B.14。由于試驗是不平衡設(shè)計，“評價員”因子的平方和不等于0。樣品因子具有非常高的顯著性。表B.14表B.13的方差分析結(jié)果F值P>F5<2×10-166——如B.12中所述，6種樣品，每種樣品有6個觀測值，殘差的自由度為24，當(dāng)α風(fēng)險=0.05時，LSD按以下公式計算：樣品對935和803之間沒有顯著性差異。這一結(jié)論與B.1和B.3的結(jié)論相同。該結(jié)果也由R命令得到：該命令得到：兩個相鄰的樣品沒有顯著性差異的是4T（935）和3T（803）。注1：由于試驗是不平衡設(shè)計，函數(shù)aov（LogScoreresc...）中的評價員+樣品樣品順序給出的結(jié)果與“樣品-評價員”的結(jié)果不同。對于“評價者+樣品”順序，評價員因子的p值<0.05。但樣品-評價員順序通常設(shè)為是最相關(guān)的21GB/T19547—2004/ISO11056:2021B.5有重復(fù)情況下的數(shù)據(jù)分析B.5.1總則表B.15列出了同一評價小組對表B.1中結(jié)果進行的重復(fù)量值估計結(jié)果。在完成對重復(fù)樣品的第一次評價后，評價員立即開始重復(fù)樣品的第二次評價，但順序與第一次評價順序不同。評價員沒有被告知包括兩次重復(fù)評價。表B.15重復(fù)1和重復(fù)2的評分值112212312412512612712-此文件在U盤F中ME（2019）文件夾下，名稱為：附表B15。通過以下三個命令將其導(dǎo)入R：表B.15有7列（評價員、樣品、評分、評分的自然對數(shù)值、重復(fù)、濃度、濃度的自然對數(shù)值）和84行（7名評價員×6個樣品×2次重復(fù)）。評價員1的12個評分值在第1~12行，評價員2的12個評分值在第13~24行，以此類推。命令：得到表B.15中“自然對數(shù)值的均值”如下：22GB/T19547—2004/ISO11056:20212.2772.9813.5633.6784.317B.5.2當(dāng)評價員因子設(shè)為固定因子時，顯著效應(yīng)的確定試驗設(shè)計中有三個因素：樣品、評價員和重復(fù)。樣品因子和重復(fù)因子通常設(shè)為固定因子。因此，當(dāng)評價員因子為固定因子時，試驗設(shè)計中有三個固定因子。在這種情況下，使用R命令執(zhí)行三因素方差分析：結(jié)果見表B.16。表B.16表B.15方差分析結(jié)果F值P>F60.000962***5<2×1016***165——評價員和樣品因子是非常重要的。此外，評價員×樣品的交互效應(yīng)也顯著；表明評價員對咖啡因量變化的響應(yīng)方式不同。當(dāng)模型不考慮重復(fù)因子時，這些結(jié)論得到了證實。使用以下命令進行方差分析：結(jié)果見表B.17。表B.17表B.15雙因素方差分析結(jié)果F值P>F65<2×1016 B.5.3當(dāng)評價員因子設(shè)為隨機因子時，顯著效應(yīng)的確定將評價員因子設(shè)為隨機因子，樣品因子和重復(fù)因子設(shè)為固定因子時，設(shè)計是交互的，正確的R函數(shù)是lmer函數(shù)。有4個命令：23GB/T19547—2004/ISO11056:2021得到表B.18，有2個部分。第一部分是模型的固定部分。由于試驗是平衡設(shè)計，p值與表B.17的值相同，而且提到類型Ⅲ和Satterthwaite法均無法使用。第二部分是隨機部分。沒有采用F值檢驗，而是使用似然比檢驗值（LRT值其遵循具有表中給定的自由度數(shù)值的卡方分布。使用似然比檢驗值和自由度2列獲得p值（列Pr（>Chisq。表B.18—當(dāng)評價員因子是隨機因子時表B.15的數(shù)據(jù)分析結(jié)果評價員因子不顯著：p值等于0.2697（表B.16中的p=9.000）。評價員與樣品交互作用的p值與0.027相比，非常接近于0.05（0.0513）。由于重復(fù)因子和涉及重復(fù)因子的2個交互作用都不顯著，因此可以將三因子模型簡化為雙因子模型。R命令：得到表B.19。表B.19評價員因子是隨機因子且忽略重復(fù)因子的數(shù)據(jù)分析結(jié)果評價員和樣品交互作用顯著（p=0.038），表明評價員對咖啡因量變異的響應(yīng)方式不同。B.6回歸曲線斜率的確定（斯蒂文斯方程指數(shù)，見表9.4）B.6.1總則24GB/T19547—2004/ISO11056:2021當(dāng)已知樣品中刺激物濃度時（如表B.1和表B.15中的咖啡因濃度或表B.4中的蔗糖濃度），可對濃度自然對數(shù)值和評分的自然對數(shù)值進行線性回歸分析，并評估回歸曲線的斜率。如果沒有重新標(biāo)度評分，有必要為不同的評價員提供不同的縱坐標(biāo)。建議進行評價員和濃度自然對數(shù)間的交互效應(yīng)分析，以檢驗每個評價員的斜率是否相同。本示例主要是表B.15。為了便于閱讀，該表重新進行組成且只包含平均數(shù)。采用以下3個R命令：得到一個包含6行（6個濃度）和11列的文件：1列給出濃度的自然對數(shù)值，1列是小組均值，2列是重復(fù)的均值，7列是每個評價員的均值：采用原始評分的自然對數(shù)值（而不是重新標(biāo)度評分的自然對數(shù)值）執(zhí)行計算，以突出顯示評價員之