Tiêu chuẩn Việt Nam tcvn11185: 2015
Thứ tự mẫu phép thử hai-ba và quy trình thực hiện
- Điều hướng trang này:
- Thành viên hội đồng Mã số mẫu Thành viên hội đồng
- Hình B.3 - Phiếu mã hóa đố
- Hình B.4 - Phiếu trả lời đối với Ví dụ 2 B.3 Ví dụ 3: Khoảng tin cậy của phép thử hai-ba B. 3.1 Cơ sở
- B.3.2 Phân tích và diễn giải kết quả
- THƯ MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
- LUẬT SƯ TƯ VẤN PHÁP LUẬT 24/7 GỌI 1900 6162
|
Đặt phiếu này lên khu vực khay chuẩn bị. Mã hóa phiếu trả lời và dụng cụ chứa mẫu trước đó | ||||||||
|
Dạng sản phẩm: Đồ uống không cồn Nhận diện mẫu: |
| |||||||
|
Mẫu 1 = Bao bì 4736 (hiện tại) |
Mẫu 2 = Bao bì 3987 (mới) | |||||||
|
Mã hóa bao bì như sau: |
| |||||||
|
Thành viên hội đồng |
Mã số mẫu |
Thành viên hội đồng |
Mã số mẫu | |||||
|
1 |
A-REF |
A-795 |
B-168 |
27 |
A-REF |
A-795 |
B-168 | |
|
2 |
A-REF |
B-168 |
A-795 |
28 |
A-REF |
B-168 |
A-795 | |
|
3 |
A-REF |
A-795 |
B-168 |
29 |
A-REF |
A-795 |
B-168 | |
|
4 |
A-REF |
B-168 |
A-795 |
30 |
A-REF |
B-168 |
A-795 | |
|
5 |
A-REF |
A-795 |
B-168 |
31 |
A-REF |
A-795 |
B-168 | |
|
6 |
A-REF |
B-168 |
A-795 |
32 |
A-REF |
B-168 |
A-795 | |
|
7 |
A-REF |
A-795 |
B-168 |
33 |
A-REF |
A-795 |
B-168 | |
|
8 |
A-REF |
B-168 |
A-795 |
34 |
A-REF |
B-168 |
A-795 | |
|
9 |
A-REF |
A-795 |
B-168 |
35 |
A-REF |
A-795 |
B-168 | |
|
10 |
A-REF |
B-168 |
A-795 |
36 |
A-REF |
B-168 |
A-795 | |
|
11 |
A-REF |
A-795 |
B-168 |
37 |
A-REF |
A-795 |
B-168 | |
|
12 |
A-REF |
B-168 |
A-795 |
38 |
A-REF |
B-168 |
A-795 | |
|
13 |
A-REF |
A-795 |
B-168 |
39 |
A-REF |
A-795 |
B-168 | |
|
14 |
A-REF |
B-168 |
A-795 |
40 |
A-REF |
B-168 |
A-795 | |
|
15 |
A-REF |
A-795 |
B-168 |
41 |
A-REF |
A-795 |
B-168 | |
|
16 |
A-REF |
B-168 |
A-795 |
42 |
A-REF |
B-168 |
A-795 | |
|
17 |
A-REF |
A-795 |
B-168 |
43 |
A-REF |
A-795 |
B-168 | |
|
18 |
A-REF |
B-168 |
A-795 |
44 |
A-REF |
B-168 |
A-795 | |
|
19 |
A-REF |
A-795 |
B-168 |
45 |
A-REF |
A-795 |
B-168 | |
|
20 |
A-REF |
B-168 |
A-795 |
46 |
A-REF |
B-168 |
A-795 | |
|
21 |
A-REF |
A-795 |
B-168 |
47 |
A-REF |
A-795 |
B-168 | |
|
22 |
A-REF |
B-168 |
A-795 |
48 |
A-REF |
B-168 |
A-795 | |
|
23 |
A-REF |
A-795 |
B-168 |
49 |
A-REF |
A-795 |
B-168 | |
|
24 |
A-REF |
B-168 |
A-795 |
50 |
A-REF |
B-168 |
A-795 | |
|
25 |
A-REF |
A-795 |
B-168 |
51 |
A-REF |
A-795 |
B-168 | |
|
26 |
A-REF |
B-168 |
A-795 |
52 |
A-REF |
B-168 |
A-795 | |
|
1 Các cốc có nhãn REF hoặc có bộ ba chữ số ngẫu nhiên và xếp theo thứ tự giới thiệu cho mỗi người thử. 2 Để chuyển cho người thử, đặt các mẫu và phiếu trả lời đã mã hóa vào khay đựng mẫu. 3 Giải mã câu trả lời đúng hoặc sai bằng cách so sánh với phiếu mã hóa. | ||||||||
Hình B.3 - Phiếu mã hóa đối với Ví dụ 2
|
Phép thử hai-ba |
Mã phép thử: 587-FF03 | ||||
|
Người nếm số: 21 |
Họ và tên: ________________________ |
Ngày: __________ | |||
|
Dạng mẫu: Đồ uống có cồn | |||||
|
Hướng dẫn: Nếm các mẫu trên khay từ trái sang phải. Mẫu bên trái là mẫu chuẩn, một trong hai mẫu còn lại là giống mẫu chuẩn. Anh/chị hãy chọn mẫu khác với mẫu chuẩn và nhận diện bằng cách đánh dấu X vào ô tương ứng. | |||||
|
Khay mẫu REF 795 168 |
Chỉ ra mẫu khác mẫu chuẩn □ □ □ |
Ghi chú ____________________________________ ____________________________________ ____________________________________ | |||
|
Nếu anh/chị có nhận xét về lý do lựa chọn hoặc về đặc tính của mẫu, anh/chị có thể nêu trong phần Ghi chú. | |||||
Hình B.4 - Phiếu trả lời đối với Ví dụ 2
B.3 Ví dụ 3: Khoảng tin cậy của phép thử hai-ba
B. 3.1 Cơ sở
Nếu có yêu cầu, chuyên gia cảm quan có thể tính khoảng tin cậy trên tỷ lệ của tập hợp người thử có thể phân biệt mẫu. Công thức tính dưới đây, trong đó x là số câu trả lời đúng và n là tổng số người thử:
- (tỷ lệ đúng) = x/n
- (tỷ lệ có thể phân biệt) = 1,5 - 0,5
- sd (độ lệch chuẩn của ) =
- giới hạn tin cậy trên = + zαsd
- giới hạn tin cậy dưới = - zαsd
trong đó zα là giá trị tới hạn của phân phối chuẩn.
Đối với khoảng tin cậy 90%, zα = 1,28; đối với khoảng tin cậy 95%, zα = 1,64 và đối với khoảng tin cậy 99%, zα = 2,33.
B.3.2 Phân tích và diễn giải kết quả
Xem xét dữ liệu trong Ví dụ 2 nêu trên, trong đó x = 25 và n = 51:
- pc (tỉ lệ đúng) = 25/51 = 0,49
- (tỷ lệ có thể phân biệt) = 2 x 0,49 -1 = - 0,02
- sd (độ lệch chuẩn của ) =
- giới hạn tin cậy trên 95%: - 0,02 + 1,64 x 0,14 = 0,21
- giới hạn tin cậy dưới 95%: - 0,02 - 1,64 x 0,14 = - 0,25
Nếu chuyên gia cảm quan thực hiện phép thử tương tự, người này có thể tin tưởng 95% rằng tỷ lệ thực sự của tập hợp người thử có thể phân biệt mẫu là không lớn hơn 21%. Mặt khác, nếu chuyên gia cảm quan kiểm tra sự khác biệt, do giới hạn tin cậy thấp hơn 95% là không đạt được, pd = 0% nằm trong khoảng tin cậy và do đó nhận giá trị dương, điều này dẫn đến kết luận rằng không có sự khác biệt cảm nhận được giữa các mẫu.
Tóm lại, khoảng tin cậy cho phép với sai số 5% đối với cả giới hạn trên và giới hạn dưới, do vậy chuyên gia cảm quan có thể tin tưởng 90% rằng tỉ lệ thực người thử có thể phân biệt nằm trong khoảng từ 0% đến 21%. Tùy vào mục tiêu của nghiên cứu, chuyên gia cảm quan có thể chọn sử dụng giới hạn tin cậy trên một phía, giới hạn tin cậy dưới một phía hoặc kết hợp hai giới hạn này là các giới hạn tin cậy hai phía.
THƯ MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1] TCVN 8244-1 (ISO 3534-1), Thống kê học - Từ vựng và ký hiệu - Phần 1: Thuật ngữ chung về thống kê và thuật ngữ dùng trong xác suất
[2] TCVN 11184(1804120), Phân tích cảm quan - Phương pháp luận - Phép thử tam giác
[3] ISO 6658, Sensory analysis - Methodology - General guidance
[4] ISO 8586-1, Sensory analysis - General guidance for the selection, training and monitoring of assessors - Part 1: Selected assessors
[5] ISO 8586-2, Sensory analysis - General guidance for the selection, training and monitoring of assessors - Part 2: Experts
[6] BROCKHOFF, P.B. and SCHLICH, P. Handling replications in discrimination tests. Food Quality and Preference, 9 (5), 1998, pp. 303-312
[7] ENNIS, D.M. And BI, J. The Beta-Binomial Model: Accounting for Inter-trial Variation in Replicated Difference and Preference Tests.Journal of Sensory Studies, 13 (4), 1998, pp. 389-412
[8] FRIJTERS, J.E.R. Three-Stimulus Procedure in Olfactory Psycholophysics: An Experimental Comparison of Thurstone-Ura and Three-Alternative Forced-Choice Models of Signal Detection Theory. Perception & Psychophysics, 28 (5), 1980, pp. 390-397
[9] KUNERT, J. AND MEYNERS, M. On the triangle test with replications. Food Quality and Preference, 10, 1999
[10] KUNERT, J. On repeated difference testing. Food Quality and Preference, 12, 2001, pp 385-391
[11] MEILGAARD, M., CIVILLE, G.V., CARR, B.T. Sensory Evaluation Techniques, 2nd Edition, CRC Press, Inc., Boca Raton, FL, 1991, p. 338
[12] SCHLICH, P. Risk Tables for Discrimination Tests. Food Quality and Preference, 4, 1993, pp. 141-151
*) ISO 5492:1992 đã được hủy bỏ, phiên bản hiện hành là ISO 5492:2008 đã được chấp nhận thành TCVN 11182:2015 (ISO 5492:2006), Phân tích cảm quan - Thuật ngữ và định nghĩa.
**) ISO 8589:1988 đã được hủy bỏ, phiên bản hiện hành là ISO 8589:2007.
1) Trong tiêu chuẩn này, "tương tự" không có nghĩa là "đồng nhất". "Tương tự" nghĩa là hai sản phẩm phù hợp để có thể hoán đổi. Không thể xác nhận hai sản phẩm là đồng nhất. Tuy nhiên, có thể chứng minh rằng bất kỳ sự khác biệt giữa hai sản phẩm là quá nhỏ, không có ý nghĩa thực tế.
2) Trong tiêu chuẩn này, tỷ lệ câu trả lời đúng, pc được tính pc = pd + (1 - pd)/2, trong đó pd là tỷ lệ người thử có thể phân biệt hai sản phẩm. Có thể áp dụng mô hình đo nghiệm tâm thần đối với quá trình ra quyết định của người thử như mô hình Thurstone-Ura (xem [8]) trong phép thử hai-ba.
LUẬT SƯ TƯ VẤN PHÁP LUẬT 24/7 GỌI 1900 6162
tải về 453.5 Kb.
Chia sẻ với bạn bè của bạn:
